摘" 要" 在社交媒體的影響下， 許多人認(rèn)可并遵守“以瘦為美”的社會(huì)規(guī)范， 即“瘦是理想身材” （“瘦理想”）。一些體重正常的青年也對自己的身體產(chǎn)生錯(cuò)誤的認(rèn)知， 并進(jìn)行不健康的減肥行為。為探究“瘦理想”社會(huì)規(guī)范對青年群體的積極身體意象與熱量攝入的影響， 該研究進(jìn)行了1項(xiàng)問卷調(diào)查與3項(xiàng)干預(yù)實(shí)驗(yàn)（N = 612）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 青年群體“瘦理想”社會(huì)規(guī)范感知越強(qiáng)， 其積極身體意象水平越低， BMI自我差異在該過程中起中介作用（研究1）。基于此， 該研究聚焦社會(huì)規(guī)范的干預(yù)作用， 進(jìn)一步表明社會(huì)規(guī)范干預(yù)對積極身體意象與熱量攝入的積極影響。由于指令性社會(huì)規(guī)范干預(yù)在糾正誤解方面的作用有限（研究2）， 因此采取效果更強(qiáng)的描述性社會(huì)規(guī)范干預(yù)， 以及加入榜樣因素的描述性社會(huì)規(guī)范干預(yù)（研究3）， 而后者的干預(yù)效果持續(xù)時(shí)間更長（研究4）。以上發(fā)現(xiàn)豐富了“瘦理想”社會(huì)規(guī)范的影響機(jī)制研究， 提出并驗(yàn)證了更有效的社會(huì)規(guī)范干預(yù)方式， 為個(gè)人與健康領(lǐng)域商業(yè)機(jī)構(gòu)提供了實(shí)踐建議。

關(guān)鍵詞" “瘦理想”社會(huì)規(guī)范， 積極身體意象， 自我差異， 糾正誤解， 榜樣

分類號(hào)" B849： C91

1" 引言

近年來， 社交網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)出現(xiàn)了許多關(guān)于身材審美的討論， 比如“A4腰”、“鎖骨放硬幣”等瘦身挑戰(zhàn)， 以及“21天減肥法”、“5天輕斷食”等減肥方法的分享?！爸挥惺莶攀抢硐塍w型”逐漸成為了許多人的執(zhí)念。這種執(zhí)念， 不僅在東西方文化環(huán)境中都存在（Swami， 2015）， 而且也非女性專利——一些男性也會(huì)經(jīng)歷身體不滿與飲食失調(diào)癥狀（Striegel-Moore et al.， 2009）。宋軍等人（2012）對中國10個(gè)省市15所大學(xué)中共2599名大學(xué)生進(jìn)行調(diào)查， 發(fā)現(xiàn)存在34.6%的女性體重過低， 也存在12.1%的男性體重過低。希望變得更瘦的理想與沒有那么瘦的現(xiàn)實(shí)形成強(qiáng)烈反差， 就會(huì)減少對身體的積極評價(jià)。更甚者還會(huì)給個(gè)體身心健康帶來一系列不良影響， 如飲食失調(diào)（Thompson amp; Stice， 2001）、低自尊（Johnson amp; Wardle， 2005）、抑郁（Brechan amp; Kvalem， 2015）等。

這些現(xiàn)象體現(xiàn)了青年群體對于“以瘦為美”的社會(huì)規(guī)范的認(rèn)可與遵守， 即對于“瘦是理想身材”或者“瘦理想”1 （thin ideal， Thompson amp; Stice， 2001）的追求。因此， 如何改變青年群體對“瘦理想”的追求， 進(jìn)而提升積極身體意象， 減少不健康的減肥行為， 即是本研究要解決的問題。

本研究認(rèn)為， 在社會(huì)文化因素影響下（如家人、同伴與媒體）， 個(gè)體可能會(huì)高估“瘦理想”態(tài)度（指令性社會(huì)規(guī)范）和行為（描述性社會(huì)規(guī)范）的普遍接受度， 并不斷地提高“瘦理想”標(biāo)準(zhǔn)， 進(jìn)而增加身體意象方面理想自我和真實(shí)自我之間的差異。這種差異可能會(huì)損害個(gè)體的積極身體意象。在此基礎(chǔ)之上， 采取有效的社會(huì)規(guī)范干預(yù)提高正常體重青年群體對于身體意象的積極感知， 減少不健康的減肥行為（如熱量攝入過少）成為關(guān)鍵。糾正誤解是目前應(yīng)用最廣泛的社會(huì)規(guī)范干預(yù)方式， 將其與增加積極規(guī)范的榜樣策略相結(jié)合， 可以提升社會(huì)規(guī)范干預(yù)效果。綜上所述， 本研究擬探討“瘦理想”社會(huì)規(guī)范對個(gè)體積極身體意象造成的影響， 以及身體意象自我差異的中介作用; 并在此基礎(chǔ)上， 探索不同社會(huì)規(guī)范干預(yù)方式對個(gè)體積極身體意象和熱量攝入的影響。

1.1" “瘦理想”社會(huì)規(guī)范與積極身體意象

社會(huì)規(guī)范是社會(huì)群體中多數(shù)人認(rèn)可并遵守的行為規(guī)范， 區(qū)別于法律法規(guī)的強(qiáng)制性行為規(guī)定（Cialdini amp; Trost， 1998）。目前社會(huì)規(guī)范被廣泛地分為： 描述性社會(huì)規(guī)范（descriptive norm）， 即個(gè)體對他人普遍行為的認(rèn)知， 側(cè)重于做什么（is）; 與指令性社會(huì)規(guī)范（injunctive norm）， 即個(gè)體對他人普遍態(tài)度的認(rèn)知， 側(cè)重于應(yīng)該做什么（ought， Cialdini amp; Trost， 1998）。當(dāng)社會(huì)群體中多數(shù)人都認(rèn)可并遵守“瘦身材就是理想身材”時(shí)， 便形成了“瘦理想” （thin ideal， Thompson amp; Stice， 2001）的社會(huì)規(guī)范。“大家都在追求變得更瘦”即“瘦理想”的描述性規(guī)范， “大家都支持人應(yīng)該變得更瘦”即“瘦理想”的指令性規(guī)范。

社會(huì)規(guī)范主要通過兩種主要機(jī)制影響態(tài)度與行為： 做出有效決策與維持社會(huì)認(rèn)可（Jacobson et al.， 2011）。當(dāng)“瘦理想”成為一種社會(huì)規(guī)范時(shí)， 個(gè)體可能會(huì)認(rèn)為大多數(shù)人的瘦身行為是一種“明智的做法”。而從眾偏好與社會(huì)認(rèn)可又會(huì)使得個(gè)體期望符合社會(huì)規(guī)范， 以避免內(nèi)疚或不屬于群體的感受（Wenzel， 2005）。由此， “瘦理想”可能會(huì)影響個(gè)體對自己身體外形的看法， 即身體意象（body image， Slade， 1994）。身體意象包括知覺（指對體型判斷的準(zhǔn)確性）、態(tài)度（指身體滿意度、身體關(guān)注程度及認(rèn)知評價(jià)）以及行為（指關(guān)注身體外表而引發(fā)的情境回避行為）三個(gè)方面（Raich et al.， 1995）。其中， 大多數(shù)研究集中在身體滿意度這一態(tài)度方面（Grogan， 2006）。積極身體意象與消極身體意象不同， 它不僅意味著個(gè)體減少了對自己身體的消極認(rèn)知， 更意味著個(gè)體對自己的身體持有愛和尊重的積極態(tài)度， 并接受自己與“瘦理想”不一致的方面（Tylka， 2011）。因此， 積極身體意象超越了病理學(xué)的層次， 它比低水平的消極身體意象包含的特征更加豐富， 也能覆蓋到非臨床障礙患者的身體意象感知。以往研究集中探討年輕女性的身體意象（Tiggemann， 2004）， 然而一些大規(guī)模研究也發(fā)現(xiàn)許多男性存在較低的身體滿意度（如Austin et al.， 2009; Frederick et al.， 2007）。有研究表明， 男性和女性均存在肌肉渴望和瘦身渴望（Kelley et al.， 2010）。且低體脂率也是男性理想身材的關(guān)鍵部分（Cafri et al.， 2005）。因此本研究聚焦女性與男性存在的瘦身渴望帶來的身體意象問題。

社會(huì)文化因素對身體意象的影響最為顯著（Thompson et al.， 1999）。除家人、同伴之外， 媒體通常被認(rèn)為是最具影響力的原因（Tiggemann， 2011）。由于社交媒體為年輕人廣泛使用， 社交媒體使用與身體意象之間的聯(lián)系也愈發(fā)重要。比如， Kim與Chock （2015）表明， 個(gè)體“社交打扮”的網(wǎng)絡(luò)社交行為與瘦身及外貌比較傾向呈正相關(guān)。在青春期與成年之間過渡的青年期（18～35歲）， 個(gè)體的社交焦慮也與身體意象關(guān)注息息相關(guān)（Luqman amp; Dixit， 2017）。受到個(gè)性化推薦的社交媒體影響， 個(gè)體可能會(huì)高估“瘦理想”的普遍性， 從而將“瘦”內(nèi)化為理想身材的標(biāo)準(zhǔn)。當(dāng)個(gè)體內(nèi)化“瘦理想”標(biāo)準(zhǔn)并且主觀上認(rèn)為自己未達(dá)到理想身材時(shí)， 就會(huì)降低個(gè)體的身體滿意度（Heinberg amp; Thompson， 1995）， 損害積極身體意象， 從而更有可能采取不健康的減肥行為（如攝入過少的熱量）來達(dá)到理想身材（Thompson amp; Stice， 2001）。綜上， 本文提出：

H1： 個(gè)體“瘦理想”社會(huì)規(guī)范感知負(fù)向預(yù)測其積極身體意象， 即個(gè)體感知到的“瘦理想”社會(huì)規(guī)范越強(qiáng)， 其積極身體意象水平就越低。

1.2" 身體意象的自我差異

自我差異理論（self-discrepancy theory）指出， 自我被分為三個(gè)部分： （1）真實(shí)自我（actual self）， 即個(gè)體實(shí)際擁有的自我形象; （2）理想自我（ideal self）， 即個(gè)體渴望擁有的自我形象; （3）應(yīng)該自我（ought self）， 即個(gè)體認(rèn)為應(yīng)該擁有的自我形象（Higgins， 1987）。自我差異就是個(gè)體真實(shí)自我與理想或應(yīng)該自我之間的不協(xié)調(diào)（Higgins， 1987）。中國人的理想自我與應(yīng)該自我存在較大重合（郭力平， 1996）， 因此本研究未區(qū)分二者。進(jìn)而， 身體意象的自我差異指真實(shí)與理想身體意象之間的差異。由于本研究聚焦于身體滿意度這一態(tài)度方面（Grogan， 2006）。真實(shí)體重與理想體重間的差異已被驗(yàn)證為身體不滿的衡量標(biāo)準(zhǔn)（Williamson et al.， 1993）。因此采用更加精準(zhǔn)反應(yīng)健康與胖瘦程度的身體質(zhì)量指數(shù)（Body Mass Index， BMI）指數(shù)進(jìn)行評估。BMI指數(shù)越低， 表明在相同身高條件下， 個(gè)體的體重越輕。由此身體意象的自我差異被進(jìn)一步操作化為個(gè)體真實(shí)BMI與理想BMI之間的差異。

當(dāng)個(gè)體接受“瘦理想”社會(huì)規(guī)范時(shí)， 即認(rèn)可“瘦”是理想身材。對理想身材的確認(rèn)， 讓個(gè)體形成了身體意象的理想自我， 確立了理想BMI。而個(gè)體真實(shí)BMI短期內(nèi)不會(huì)發(fā)生變化。這便造成了理想BMI與真實(shí)BMI之間的差異， 從而降低了個(gè)體的積極身體意象。簡言之， “瘦理想”社會(huì)規(guī)范對身體意象的影響， 是通過讓個(gè)體樹立一個(gè)“瘦”的理想身材標(biāo)準(zhǔn)而增大個(gè)體真實(shí)身材與理想身材之間的差異， 從而讓個(gè)體“自慚形穢”， 減少對自己的身材滿意度。依據(jù)該分析， 本研究提出：

H2： BMI自我差異在“瘦理想”社會(huì)規(guī)范感知與積極身體意象之間起中介作用， 即感知到更強(qiáng)的“瘦理想”社會(huì)規(guī)范， 將增加BMI自我差異， 進(jìn)而降低積極身體意象的水平。

1.3" 社會(huì)規(guī)范干預(yù)

積極身體意象的損害可能伴隨不健康的飲食行為， 比如暴飲暴食、節(jié)食和催吐（Thompson amp; Stice， 2001）。減少熱量攝入是較為常見的方式， 主要表現(xiàn)為攝入低熱量食物或間歇性斷食（Polivy et al.， 2020）。然而， 長期熱量攝入不足會(huì)降低人體代謝率， 增加食欲， 從而引發(fā)暴食行為， 使得體重增長更快， 由此陷入不健康飲食的惡性循環(huán)（Benton amp; Young， 2017）。擁有積極身體意象者對社交媒體中呈現(xiàn)的負(fù)面信息（如“瘦理想”社會(huì)規(guī)范）更具抵抗力（Andrew et al.， 2015）， 也會(huì)存在更少的不良飲食行為（Andrew et al.， 2016）。由此， 本研究將社會(huì)規(guī)范理論應(yīng)用于開發(fā)與測試干預(yù)策略， 這些策略可單獨(dú)實(shí)施， 或結(jié)合其他技術(shù)， 以提高積極身體意象、減少不健康的減肥行為（即幫助增加熱量攝入）。相比于臨床干預(yù)， 社會(huì)規(guī)范干預(yù)是一種信息策略， 它能夠通過提供簡潔信息在短期內(nèi)發(fā)揮作用（Stok et al.， 2014）。本研究采取個(gè)性化規(guī)范反饋（Personalized Normative Feedback， PNF）這一社會(huì)規(guī)范干預(yù)策略， 即向人們提供有關(guān)其自身與同伴的個(gè)性化信息， 該策略提供了可信度更高的具體數(shù)據(jù)及來源， 并能確保參與者關(guān)注干預(yù)措施中的信息（Miller amp; Prentice， 2016）。

1.3.1" 通過糾正誤解進(jìn)行社會(huì)規(guī)范干預(yù)

社會(huì)規(guī)范干預(yù)的假設(shè)是人們通常不知道他們對規(guī)范有何誤解， 因此可采取的干預(yù)方式是糾正誤解（correct misperceptions）， 這也是目前社會(huì)規(guī)范干預(yù)的主要方式（Miller amp; Prentice， 2016）。誤解使得人們誤認(rèn)為某種態(tài)度或行為在所屬群體中司空見慣， 從而導(dǎo)致人們采取危險(xiǎn)行為， 如酗酒、物質(zhì)濫用等（Dempsey et al.， 2018）。糾正誤解是指讓個(gè)體知曉群體中的他人普遍贊同某種觀念或行為（指令性社會(huì)規(guī)范）， 或進(jìn)行某種行為（描述性社會(huì)規(guī)范）， 從而改變個(gè)體對社會(huì)規(guī)范的錯(cuò)誤認(rèn)知與行為（Miller， amp; Prentice， 2016）。其在減少酗酒（Neighbors et al.， 2010）、促進(jìn)節(jié)能環(huán)保行為（Goldstein et al.， 2008）、促進(jìn)合規(guī)納稅（Wenzel， 2005）等領(lǐng)域的干預(yù)作用已得到了驗(yàn)證。本研究認(rèn)為個(gè)體“瘦理想”認(rèn)知的形成可能存在類似的過程， 即在個(gè)性化信息推送的社交媒體中， 接觸到“瘦理想”信息的個(gè)體可能會(huì)夸大感知的普遍性， 因而產(chǎn)生需要被糾正的誤解。由此， 本文提出：

H3： “瘦理想”社會(huì)規(guī)范的糾正誤解干預(yù)能顯著提升個(gè)體積極身體意象（H3a）， 增加熱量攝入（H3b）。

1.3.2" 通過榜樣進(jìn)行社會(huì)規(guī)范干預(yù)

Legros與Cislaghi （2020）建議將糾正誤解與其他影響社會(huì)規(guī)范的因素結(jié)合， 比如與增加積極規(guī)范的策略相結(jié)合， 可以提升社會(huì)規(guī)范干預(yù)效果。他們提出， 由于受到個(gè)人聯(lián)系、群體賦予的權(quán)威和身份認(rèn)同等因素影響， 榜樣（role model， 比如社會(huì)模范、優(yōu)秀同輩、意見領(lǐng)袖等）往往能夠?qū)€(gè)體施加社會(huì)影響。不僅如此， 在社會(huì)學(xué)習(xí)過程中， 個(gè)體會(huì)偏好模仿成功的榜樣， 即使與榜樣的成功并無直接聯(lián)系的特征也會(huì)得到模仿， 比如模仿運(yùn)動(dòng)明星的品牌服裝選擇（Mesoudi， 2009）。榜樣對于激勵(lì)過程很重要， 因?yàn)樗麄冇兄谥该魈囟繕?biāo)， 提供靈感和希望， 幫助個(gè)體實(shí)現(xiàn)自我完善（Lockwood amp; Kunda， 1997）。尤其是同輩（peer）榜樣， 不僅能夠改變青少年飲酒、物質(zhì)濫用等不健康行為（Perkins amp; Craig， 2002）， 還在外表期望和身體意象方面給青少年帶來巨大影響（Carey et al.， 2014）。具體而言， 在“瘦理想”社會(huì)規(guī)范之中， 糾正誤解是糾正“瘦理想”態(tài)度與行為普遍性的誤解， 側(cè)重于糾正錯(cuò)誤; 而榜樣則激勵(lì)人們放下“瘦理想”的觀念、減少不健康的減肥行為， 側(cè)重于樹立積極目標(biāo)。將糾正誤解與榜樣相結(jié)合的社會(huì)規(guī)范干預(yù)方式意味著先糾正錯(cuò)誤， 再樹立目標(biāo)， 這體現(xiàn)了干預(yù)方式的深化。綜上， 本研究提出：

H4： 相比糾正誤解， 糾正誤解和同輩榜樣結(jié)合的“瘦理想”社會(huì)規(guī)范干預(yù)對提升積極身體意象（H4a）和增加熱量攝入（H4b）的效果更優(yōu)。

本研究設(shè)計(jì)了4個(gè)子研究驗(yàn)證上述假設(shè)。研究1通過問卷調(diào)查初步檢驗(yàn)自我差異在“瘦理想”社會(huì)規(guī)范與積極身體意象影響中的中介作用。研究2～4則通過干預(yù)研究關(guān)注如何解決實(shí)際問題： 研究2探究社會(huì)規(guī)范的糾正誤解干預(yù)能否提高積極身體意象， 增加熱量攝入; 研究3比較了糾正誤解與糾誤?榜樣結(jié)合的方式的效果; 研究4延長干預(yù)的持續(xù)時(shí)間， 在干預(yù)方式有效的基礎(chǔ)之上探究其效果是否持久。

2" 研究1： “瘦理想”社會(huì)規(guī)范對積極身體意象的作用機(jī)制

通過問卷調(diào)查， 初步檢驗(yàn)“瘦理想”社會(huì)規(guī)范、BMI自我差異與積極身體意象之間的關(guān)系， 即“瘦理想”社會(huì)規(guī)范與積極身體意象顯著負(fù)相關(guān)（H1）， BMI自我差異在“瘦理想”社會(huì)規(guī)范與積極身體意象之間起中介作用（H2）。

2.1" 方法

2.1.1" 被試

使用G*Power 3.1 （Faul et al.， 2009）計(jì)算所需樣本量， 預(yù)設(shè)存在中等解釋力R2 = 0.13 （Cohen， 1977， p.413）， 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力1 ? β = 0.8， 顯著性水平α = 0.05， 計(jì)算多元回歸模型至少需要68名參與者。在問卷星平臺(tái)面向高校學(xué)生發(fā)放問卷， 共招募269名參與者。參與者填寫“瘦理想”社會(huì)規(guī)范、BMI自我差異、積極身體意象量表以及基本人口學(xué)信息（年齡、性別、學(xué)歷、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、可支配月收入、身高、體重）。刪除58份未認(rèn)真填寫的數(shù)據(jù)（填寫時(shí)長短于30秒或未通過注意力檢測題， 即“此題請選擇4”）， 剩余有效數(shù)據(jù)211份。女性113人， 男性98人， 年齡在18～27歲之間（M = 22.31， SD = 2.10）。女性平均BMI為21.53 ± 3.45 kg/m2， 男性平均BMI為22.56 ± 2.93 kg/m2。

2.1.2" 測量工具

“瘦理想”社會(huì)規(guī)范。改編自Ru等人（2018）的《綠色出行社會(huì)規(guī)范量表》（green travel intention， GTI）， 該量表由“瘦理想”描述性社會(huì)規(guī)范與指令性社會(huì)規(guī)范2個(gè)維度組成， 每個(gè)維度各3個(gè)條目， 分別對應(yīng)了Thompson等（1999）提出的3個(gè)維度： 家庭、同伴、媒體， 總共6個(gè)條目。采用7點(diǎn)計(jì)分（1 = 完全不符合， 7 = 完全符合）， 得分越高， 說明“瘦理想”社會(huì)規(guī)范的感知程度越高?！笆堇硐搿泵枋鲂陨鐣?huì)規(guī)范維度的條目， 例如： “現(xiàn)在社會(huì)上很多人都在減肥、運(yùn)動(dòng)， 或者在進(jìn)行其他保持身材的行為”?！笆堇硐搿敝噶钚陨鐣?huì)規(guī)范維度的條目， 例如： “現(xiàn)在社會(huì)上很多人都認(rèn)為瘦的身材更好看”。驗(yàn)證性因子分析結(jié)果表明， 當(dāng)指令性社會(huì)規(guī)范其中一個(gè)條目， 即“我有很多親人都認(rèn)為瘦的身材更好看”被刪去時(shí)， 2因子模型的擬合度指標(biāo)比較理想（c2（4） = 9.874， CFI = 0.979， TLI = 0.948， RMSEA = 0.08）， 因此刪去該條目。此時(shí)描述性社會(huì)規(guī)范分量表信度為0.776， 指令性社會(huì)規(guī)范分量表信度為0.711， 總量表信度為0.708。

BMI自我差異。參與者報(bào)告自己的真實(shí)BMI、理想BMI以及真實(shí)身高。真實(shí)BMI = 真實(shí)體重（kg）/身高2 （m2）。理想BMI = 理想體重（kg）/身高2 （m2）。BMI自我差異 = 真實(shí)BMI?理想BMI。

積極身體意象。采用馬敬華等人（2020）修訂的中文版《身體欣賞量表-2》， 共10個(gè)條目（α = 0.902）， 例如“我尊重自己的身體”等。采用5點(diǎn)計(jì)分（1 = 完全不認(rèn)同， 5 = 完全認(rèn)同）， 得分越高， 積極身體意象評估越高。

2.2" 結(jié)果

2.2.1" 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman單因素檢驗(yàn)法對“瘦理想”社會(huì)規(guī)范量表、積極身體意象量表共計(jì)15個(gè)條目進(jìn)行探索性因子分析， 使用主成分分析法， 不旋轉(zhuǎn)結(jié)果。共同方法偏差結(jié)果顯示： 共提取3個(gè)因子， 特征根大于1， 首因子解釋率為39.76%， 低于臨界值40%， 說明不存在嚴(yán)重的共同方法偏差（Podsakoff et al.， 2003）。

2.2.2" 變量的描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

對各變量進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析， 結(jié)果由表1可知， 性別、年齡、學(xué)歷、可支配月收入、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位均與積極身體意象之間無顯著相關(guān)。“瘦理想”描述性社會(huì)規(guī)范、指令性社會(huì)規(guī)范均與積極身體意象顯著負(fù)相關(guān)（r = ?0.42， p lt; 0.001; r = ?0.14， p = 0.048）， 說明感知“瘦理想”社會(huì)規(guī)范越強(qiáng)， 積極身體意象水平越低?！笆堇硐搿泵枋鲂陨鐣?huì)規(guī)范、指令性社會(huì)規(guī)范均與BMI自我差異顯著正相關(guān)（r = 0.34， p lt; 0.001; r = 0.17， p = 0.012）， 說明感知“瘦理想”社會(huì)規(guī)范越強(qiáng)， BMI自我差異越大。BMI自我差異與積極身體意象顯著負(fù)相關(guān)（r = ?0.28， p lt; 0.001）， 說明BMI自我差異越大， 積極身體意象水平越低。

2.2.3" BMI自我差異的中介作用

使用Hayes （2013）開發(fā)的PROCESS for SPSS插件（版本為4.0）中的model 4， 采用偏差糾正的Bootstrap法（重復(fù)抽樣5000次）， 將性別作為控制變量， 分別檢驗(yàn)BMI自我差異在兩種社會(huì)規(guī)范與積極身體意象中的中介作用（見圖1和圖2）。結(jié)果表明， “瘦理想”描述性社會(huì)規(guī)范感知正向預(yù)測BMI自我差異， b = 0.15， SE = 0.03， t = 5.18， p lt; 0.001， 95%"CI = [0.09， 0.20]， BMI自我差異負(fù)向預(yù)測積極身體意象， b = ?0.92， SE = 0.35， t = ?2.63， p = 0.009， 95% CI = [?1.61， ?0.23]。BMI自我差異在描述性社會(huì)規(guī)范對積極身體意象的預(yù)測模型中起部分中介作用。直接效應(yīng)值為?0.87， SE = 0.16， 95% CI = [?1.18， ?0.57]; 間接效應(yīng)值為?0.14， Boot SE = 0.06， 95% CI = [?0.28， ?0.03]?！笆堇硐搿敝噶钚陨鐣?huì)規(guī)范感知正向預(yù)測BMI自我差異， b = 0.16， SE = 0.03， t = 4.80， p lt; 0.001， 95% CI = [0.10， 0.23]， BMI自我差異負(fù)向預(yù)測積極身體意象， b = ?1.14， SE = 0.36， t = ?3.17， p = 0.002， 95% CI = [?1.85， ?0.43]。BMI自我差異在指令性社會(huì)規(guī)范對積極身體意象的預(yù)測模型中起部分中介作用。直接效應(yīng)值為?0.73， SE = 0.19， 95% CI = [?1.10， ?0.36]; 間接效應(yīng)值為?0.19， Boot SE = 0.08， 95% CI = [?0.36， ?0.06]。

2.3" 討論

研究1的結(jié)果支持了H1與H2?！笆堇硐搿泵枋鲂院椭噶钚陨鐣?huì)規(guī)范感知均負(fù)向預(yù)測積極身體意象， 說明“瘦理想”社會(huì)規(guī)范感知越強(qiáng)烈， 其積極身體意象水平越低。BMI自我差異分別在兩種社會(huì)規(guī)范和積極身體意象之間起部分中介作用， 即兩種“瘦理想”社會(huì)規(guī)范感知都通過擴(kuò)大BMI自我差異， 降低了積極身體意象。與以往證據(jù)一致， “瘦理想”社會(huì)規(guī)范的內(nèi)化會(huì)導(dǎo)致個(gè)體不斷地將真實(shí)身材與理想身材進(jìn)行比較， 二者差異越大， 身體滿意度就越低， 身體意象也越消極（Furnham et al.， 2002; Harrison， 2001; Vartanian， 2012）。

一個(gè)有趣的額外發(fā)現(xiàn)是， 獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)表明， 不同性別參與者在積極身體意象上的差異未達(dá)顯著性水平（t（209） = 0.9， p = 0.37）， 這與以往研究中

男性積極身體意象普遍高于女性的證據(jù)不一致（Tylka， 2011）。除此之外， 性別與描述性社會(huì)規(guī)范無顯著性相關(guān)， 然而性別與指令性社會(huì)規(guī)范呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)（r = ?0.21， p = 0.002）， 即女性感知到更高的指令性社會(huì)規(guī)范。這說明相比于男性， 女性在社會(huì)中會(huì)感知到更多“瘦理想”指令性社會(huì)規(guī)范的壓力， 可能由于媒體呈現(xiàn)的大多都是蘊(yùn)含瘦審美態(tài)度“理想”女性形象（Holland amp; Tiggemann， 2016）， 這可能比行為更加直觀。

研究1檢驗(yàn)了“瘦理想”社會(huì)規(guī)范對積極身體意象的作用機(jī)制， 為探究“瘦理想”社會(huì)規(guī)范干預(yù)如何影響積極身體意象和熱量攝入奠定了基礎(chǔ)。研究2采用個(gè)性化規(guī)范反饋的干預(yù)策略進(jìn)行糾正誤解， 探究“瘦理想”社會(huì)規(guī)范干預(yù)對青年群體積極身體意象和熱量攝入的影響。由于線上環(huán)境更符合個(gè)體接受社交媒體信息的形式， 且線上干預(yù)的有效性得到了以往研究的證實(shí)（Buckner et al.， 2019）， 因此研究2采用在線實(shí)驗(yàn)。

3" 研究2： “瘦理想”社會(huì)規(guī)范干預(yù)（糾正誤解）的效果探索

研究2探究“瘦理想”社會(huì)規(guī)范干預(yù)（糾正誤解）對積極身體意象和熱量攝入的干預(yù)效果， 即描述性與指令性結(jié)合的糾正誤解干預(yù)策略能否顯著提高積極身體意象（H3a）與熱量攝入（H3b）。

3.1" 方法

3.1.1" 被試

使用G*power 3.1軟件（Faul et al.， 2009）進(jìn)行先驗(yàn)分析， 設(shè)定效應(yīng)量f = 0.25， 統(tǒng)計(jì)功效power = 0.8， 顯著性水平α = 0.05 （Cohen， 1992）， 計(jì)算2×2與2×4重復(fù)測量方差分析設(shè)計(jì)分別至少需要98名與82名參與者。通過Credamo見數(shù)平臺(tái)共進(jìn)行了5波數(shù)據(jù)收集， 每一波包括18至30名參與者。共招募到139名參與者， 未通過練習(xí)檢驗(yàn)9人， 實(shí)驗(yàn)中途流失13人， 最終招募到117名參與者（女性79人， 男性38人）， 年齡在18～30歲之間（M = 22.56， SD = 2.28）。女性平均BMI = 20.91 ± 3.06 kg/m2， 男性平均BMI = 22.46 ± 2.87 kg/m2。缺失參與者與完整參與的參與者， 在性別（χ2 （1， n = 130） = 0.02， p = 0.90）、BMI （F （1， 128） = 1.19， p = 0.28）， 積極身體意象（F （1， 128） = 0.41， p = 0.52）、熱量攝入（F （1， 128） = 1.15， p = 0.29）上均未發(fā)現(xiàn)顯著差異。

3.1.2" 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

對于積極身體意象， 采用2 （時(shí)間： T1 vs. T4） × 2 （社會(huì)規(guī)范干預(yù)： 社會(huì)規(guī)范干預(yù)組 vs. 對照組）的兩因素混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。對于熱量攝入， 采用4 （時(shí)間： T1 vs. T2 vs. T3 vs. T4） × 2 （社會(huì)規(guī)范干預(yù)： 社會(huì)規(guī)范干預(yù)組 vs. 對照組）的兩因素混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。時(shí)間為組內(nèi)變量， 社會(huì)規(guī)范干預(yù)類型為組間變量， 身體意象和熱量攝入是因變量。

3.1.3" 實(shí)驗(yàn)材料與程序

本實(shí)驗(yàn)參照Wally和Cameron （2017） 的程序， 在Credamo見數(shù)平臺(tái)上進(jìn)行（見圖3）。Wally和Cameron （2017）進(jìn)行了為期8天的社會(huì)規(guī)范干預(yù)研究， 有效增加了人們的身體活動(dòng)， 這說明社會(huì)規(guī)范干預(yù)能在短期內(nèi)發(fā)揮作用。Stok等人（2014）的研究表明， 指令性社會(huì)規(guī)范能夠在前后測間隔兩天內(nèi)對水果攝入行為產(chǎn)生影響。而作為概念試點(diǎn)實(shí)驗(yàn)， 本研究將干預(yù)周期設(shè)置為4天的高頻干預(yù)， 從而探究社會(huì)規(guī)范干預(yù)是否能在更短期的時(shí)間內(nèi)發(fā)揮作用。

該大學(xué)機(jī)構(gòu)的倫理審查委員會(huì)批準(zhǔn)了該項(xiàng)研究。參與者招募信息被描述為探究社會(huì)反饋與飲食熱量打卡的活動(dòng)。所有感興趣的參與者簽署知情同意書， 并給予相應(yīng)的報(bào)酬。參與者被隨機(jī)分配至“瘦理想”社會(huì)規(guī)范干預(yù)組或?qū)φ战M， 并按照主試發(fā)放的使用教程下載薄荷健康應(yīng)用程序以進(jìn)行簡單練習(xí)。薄荷健康應(yīng)用程序可提供健康營養(yǎng)管理功能， 包括熱量查詢、拍照識(shí)別食物熱量、飲食分析等， 其網(wǎng)址為： https：//www.boohee.com/。在實(shí)驗(yàn)正式開始時(shí)， 參與者在第1天填寫基本信息（年齡、性別、身高、體重）。

參與者在第1天與第4天填寫身體意象量表（目的在于避免練習(xí)效應(yīng)）。積極身體意象量表同研究1， 采用馬敬華等人（2020）修訂的中文版《身體欣賞量表-2》（α干預(yù)前 = 0.915， α干預(yù)后 = 0.905）， 共10個(gè)條目， 采用5點(diǎn)計(jì)分（1 = 完全不認(rèn)同， 5 = 完全認(rèn)同）， 得分越高， 身體意象評估越高。項(xiàng)目例如“我尊重自己的身體”。在數(shù)據(jù)分析時(shí)取平均數(shù)。

參與者連續(xù)4日晚將收到Credamo平臺(tái)推送的問卷鏈接， 并于當(dāng)晚24：00前在鏈接中上傳當(dāng)日攝入食物照片， 并且上傳薄荷健康中的熱量攝入截圖。通過薄荷健康應(yīng)用程序計(jì)算熱量攝入， 參與者搜索食物種類并選擇攝入食物的重量， 應(yīng)用程序自動(dòng)計(jì)算出總熱量數(shù)值。

最后， “瘦理想”社會(huì)規(guī)范干預(yù)組接收到一則反饋信息： “非常感謝你今天的飲食打卡！截至目前， 我們實(shí)驗(yàn)參與者已達(dá)到463人[人數(shù)顯示每日增加， 增加量在30～50之間隨機(jī)變化]， 他們都來自五湖四海， 分布在不同的地區(qū)。根據(jù)我們的統(tǒng)計(jì)， 67.1% [注意： 為增加可信度， 此處數(shù)值每日不同， 在51%～99%之間隨機(jī)變化]的參與者都不喜歡太瘦的身材， 他們更偏好正常有肉的身材（指令性部分）。今日的熱量攝入打卡排名顯示： 今天參加實(shí)驗(yàn)79.6% [注意： 為增加可信度， 此處數(shù)值每日不同， 在51%～99%之間隨機(jī)變化]男生/女生[注意： 被試在此處看到的是與自己相同的性別]的熱量攝入都比你高（描述性部分）?！?對照組不接收反饋信息。為確保參與者認(rèn)真閱讀完反饋， 在反饋頁設(shè)置至少3分鐘的閱讀時(shí)間。參與者還需輸入操縱語句的百分比數(shù)值以確保其閱讀與理解， 輸入錯(cuò)誤的參與者將被視為未通過注意力檢測。

在接收完所有反饋信息后， 參與者需要完成2個(gè)項(xiàng)目的操縱檢驗(yàn)， 題項(xiàng)改編自“瘦理想”社會(huì)規(guī)范測量。“有許多人都在進(jìn)行減肥計(jì)劃或行為”側(cè)重于檢驗(yàn)社會(huì)規(guī)范干預(yù)的描述性部分， “有許多人都認(rèn)為人應(yīng)該追求瘦的身材”側(cè)重于檢驗(yàn)社會(huì)規(guī)范干預(yù)的指令性部分。采用7點(diǎn)計(jì)分（1 = 非常不同意， 7 = 非常同意）， 得分越高， 說明操縱檢驗(yàn)效果越差。

3.2" 結(jié)果

3.2.1" 基線數(shù)據(jù)分析

“瘦理想”社會(huì)規(guī)范干預(yù)組和對照組的基線數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示（見表2）， 兩組數(shù)據(jù)在BMI、積極身體意象基線與熱量攝入基線之間的差異均未達(dá)到顯著性水平， 適合進(jìn)行后續(xù)分析。

3.2.2" 操縱檢驗(yàn)

操縱檢驗(yàn)結(jié)果表明， 側(cè)重于檢驗(yàn)社會(huì)規(guī)范干預(yù)的描述性部分未得到成功操縱， p = 0.075。而側(cè)重于檢驗(yàn)社會(huì)規(guī)范干預(yù)的指令性部分得到成功操縱（M干預(yù) = 4.07， M對照 = 5.76）， F（1， 115） = 38.689， p lt; 0.001。該結(jié)果說明， 此次社會(huì)規(guī)范干預(yù)的操縱可能集中于指令性部分。

3.2.3" 對積極身體意象的干預(yù)效果檢驗(yàn)

以社會(huì)規(guī)范干預(yù)作為自變量， 積極身體意象為因變量， 性別作為協(xié)變量， 進(jìn)行2×2重復(fù)測量方差分析。結(jié)果顯示， 時(shí)間（p = 0.79）與社會(huì)規(guī)范干預(yù)（p = 0.82）的主效應(yīng)未達(dá)顯著性水平。時(shí)間和社會(huì)規(guī)范的交互效應(yīng)同樣未達(dá)顯著性水平， p = 0.94。

3.2.4" 對熱量攝入的干預(yù)效果檢驗(yàn)

以社會(huì)規(guī)范干預(yù)作為自變量， 熱量攝入為因變量， 性別作為協(xié)變量， 進(jìn)行2×4重復(fù)測量方差分析。結(jié)果顯示， 時(shí)間（p = 0.65）與社會(huì)規(guī)范干預(yù)（p = 0.62）的主效應(yīng)未達(dá)顯著性水平。時(shí)間和社會(huì)規(guī)范的交互作用顯著， F（3， 112） = 5.96， p = 0.001， η2p = 0.13。簡單效應(yīng)檢驗(yàn)顯示（見圖4）， “瘦理想”社會(huì)規(guī)范干預(yù)組第2天（M = 1493.47， SD = 55.65 p = 0.005）、第3天（M = 1510.96， SD = 47.57， p = 0.001）的熱量攝入顯著高于第1天（M = 1302.06， SD = 56.13）。但第4天與第1天的差異未達(dá)顯著性水平， p = 0.53。對照組在4天的熱量攝入的差異均未達(dá)到顯著性水平（pt2 = 0.58， pt3 = 0.58， pt2 = 1.00）。

3.3" 討論

研究2部分驗(yàn)證了H3。在積極身體意象方面， 相比于對照組， 并未觀察到“瘦理想”社會(huì)規(guī)范干預(yù)的積極作用， 未能驗(yàn)證H3a。而在熱量攝入方面， “瘦理想”社會(huì)規(guī)范干預(yù)組第2天與第3天的熱量攝入均顯著高于基線水平， 而對照組并未出現(xiàn)這種增長趨勢， 這顯示出社會(huì)規(guī)范干預(yù)對于熱量攝入的積極干預(yù)作用， 驗(yàn)證H3b。目前的指令性社會(huì)規(guī)范干預(yù)方式顯著提升了熱量攝入， 但未能發(fā)現(xiàn)顯著提高積極身體意象水平。而且從熱量攝入的改變趨勢來看， 其僅在第2天時(shí)大幅提升， 在第3天時(shí)提升變緩， 甚至在第4天時(shí)開始下降， 恢復(fù)到干預(yù)前的水平。這可以從兩點(diǎn)進(jìn)行改善： 首先， 操縱檢驗(yàn)結(jié)果顯示， 對于描述性部分的操縱未達(dá)顯著的水平， 這可能是由于描述性部分在操縱材料中未得到明顯的體現(xiàn)。除此之外， 描述性與指令性社會(huì)規(guī)范發(fā)揮的作用交叉混雜， 描述性規(guī)范提供的信息與做出準(zhǔn)確有效的選擇有關(guān)， 而指令性規(guī)范則與建立和維持社會(huì)關(guān)系的人際目標(biāo)有關(guān)， 因此區(qū)分這兩種類型的信息是至關(guān)重要的（Jacobson et al.， 2011）。盡管描述性與指令性社會(huì)規(guī)范都能成功地改變態(tài)度與行為（Miller， amp; Prentice， 2016）， 但描述性社會(huì)規(guī)范在行為決策方面能夠提供更多信息處理優(yōu)勢。比如Stok等人（2014）發(fā)現(xiàn)了描述性規(guī)范對水果攝入行為產(chǎn)生持續(xù)性影響， 而指令性規(guī)范則在短期內(nèi)出現(xiàn)了一定阻抗的作用。因此結(jié)合以往研究以及研究2的結(jié)果， 本研究選擇繼續(xù)探索糾正誤解中的描述性社會(huì)規(guī)范的干預(yù)效果。其次， 這也可能說明傳統(tǒng)的糾正誤解干預(yù)方式效果有限， 需要進(jìn)一步探究更加有效的干預(yù)方式。因此研究3進(jìn)一步加入榜樣因素， 采用糾正誤解和樹立榜樣結(jié)合的方式干預(yù)“瘦理想”社會(huì)規(guī)范， 并比較其與傳統(tǒng)的糾正誤解干預(yù)方式之間的效果差異。

4" 研究3： 比較糾正誤解與糾誤?榜樣結(jié)合的社會(huì)規(guī)范干預(yù)效果

研究3的目的是檢驗(yàn)描述性社會(huì)規(guī)范干預(yù)（糾正誤解）對積極身體意象（H3a）與熱量攝入（H3b）的干預(yù)效果， 并在此基礎(chǔ)之上探究糾誤?榜樣結(jié)合的社會(huì)規(guī)范干預(yù)方式是否比單純糾正誤解的干預(yù)方式對積極身體意象（H4a）與熱量攝入（H4b）的干預(yù)效果更好。

4.1" 方法

4.1.1" 被試

使用G*power 3.1軟件（Faul et al.， 2009）進(jìn)行先驗(yàn)分析， 設(shè)定效應(yīng)量f = 0.25， 統(tǒng)計(jì)功效power = 0.8， 顯著性水平α = 0.05 （Cohen， 1992）， 計(jì)算2×3與4×3重復(fù)測量方差分析設(shè)計(jì)分別至少需要120名與102名參與者。通過Credamo見數(shù)平臺(tái)共進(jìn)行了6波數(shù)據(jù)收集， 每一波包括30至35名參與者。共招募到193名參與者， 未通過練習(xí)檢驗(yàn)12人， 實(shí)驗(yàn)中途流失26人， 最終共155名參與者（女性111人， 男性44人）， 年齡在18～28歲之間（M = 22.06， SD = 2.13）。女性平均BMI = 20.69 ± 3.42 kg/m2， 男性平均BMI = 22.53 ± 2.99 kg/m2。缺失參與者與完整參與的參與者， 在性別（χ2 （1， n = 181） = 3.29， p = 0.07）、BMI （F （1， 179） = 1.07， p = 0.30）， 積極身體意象（F （1， 179） = 0.50， p = 0.48）、熱量攝入（F （1， 179） = 1.38， p = 0.24）上均未發(fā)現(xiàn)顯著差異。

4.1.2" 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

對于積極身體意象， 采用2 （時(shí)間： T1 vs. T4） × 3 （社會(huì)規(guī)范干預(yù)： 糾誤組 vs. 糾誤?榜樣組vs.對照組）的兩因素混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。對于熱量攝入， 采用4 （時(shí)間： T1 vs. T2 vs. T3 vs. T4） × 3 （社會(huì)規(guī)范干預(yù)： 糾誤組 vs. 糾誤?榜樣組vs.對照組）的兩因素混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。時(shí)間為組內(nèi)變量， 社會(huì)規(guī)范干預(yù)為組間變量， 積極身體意象和熱量攝入為因變量。

4.1.3" 實(shí)驗(yàn)材料與程序

實(shí)驗(yàn)程序與研究2相同。所有參與者簽署知情同意書， 并給予相應(yīng)的報(bào)酬。參與者被隨機(jī)分配至糾誤組、糾誤?榜樣組或?qū)φ战M， 在第1天與第4天填寫《身體欣賞量表-2》（α干預(yù)前 = 0.915， α干預(yù)后 = 0.905）， 并且連續(xù)4日記錄熱量攝入。

最后， 糾誤組將會(huì)接收到一則反饋信息：

“非常感謝你今天的飲食打卡！截至目前， 我們實(shí)驗(yàn)參與者已達(dá)到463人 [人數(shù)顯示每日增加， 增加量在30～50之間隨機(jī)變化]， 他們都來自五湖四海， 分布在不同的地區(qū)。根據(jù)我們的統(tǒng)計(jì)， 67.1%[注意： 為增加可信度， 此處數(shù)值每日不同， 在51%～ 99%之間的隨機(jī)變化]的參與者目前都沒有減肥計(jì)劃或者實(shí)施減肥行為， 今日的熱量攝入打卡排名顯示： 今天參加實(shí)驗(yàn)79.6% [注意： 為增加可信度， 此處數(shù)值每日不同， 在51%～99%之間的隨機(jī)變化]男生/女生[注意： 被試在此處看到的是與自己相同的性別]的熱量攝入都比你高（描述性社會(huì)規(guī)范）?！?/p>

糾誤?榜樣組將接收一則反饋信息：

“非常感謝你今天的飲食打卡！截至目前， 我們實(shí)驗(yàn)參與者已達(dá)到463人[與糾誤組一致]， 他們中很多人都曾獲得過優(yōu)秀學(xué)生的榮譽(yù)稱號(hào)， 收獲了身邊很多朋友的好評和認(rèn)可（榜樣因素）。根據(jù)我們的統(tǒng)計(jì)， 67.1%[與糾誤組一致]的參與者目前都沒有減肥計(jì)劃或者實(shí)施減肥行為， 今日的熱量攝入打卡排名顯示： 今天參加實(shí)驗(yàn)79.6% [與糾誤組一致]男生/女生[注意： 被試在此處看到的是與自己相同的性別]的熱量攝入都比你高（描述性社會(huì)規(guī)范）?！睂φ战M不接收反饋信息。為確保參與者認(rèn)真閱讀完反饋， 在反饋頁設(shè)置至少3分鐘的閱讀時(shí)間。參與者還需輸入操縱語句的百分比數(shù)值以確保其閱讀與理解， 輸入錯(cuò)誤的參與者將被視為未通過注意力檢測。

在接收完所有干預(yù)信息后， 參與者需要完成對描述性社會(huì)規(guī)范的操縱檢驗(yàn)， 共1個(gè)項(xiàng)目， 即“有許多人都在進(jìn)行減肥計(jì)劃或行為”， 采用7點(diǎn)計(jì)分（1 = 非常不同意， 7 = 非常同意）， 得分越高， 說明操縱檢驗(yàn)效果越差。

4.2" 結(jié)果

4.2.1" 基線數(shù)據(jù)分析

“瘦理想”社會(huì)規(guī)范干預(yù)組和對照組的基線數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示（見表3）， 三組數(shù)據(jù)在BMI、積極身體意象基線與熱量攝入基線之間的差異均未達(dá)到顯著性水平， 適合進(jìn)行后續(xù)分析。

4.2.2" 操縱檢驗(yàn)

操縱檢驗(yàn)結(jié)果表明， 描述性社會(huì)規(guī)范干預(yù)得到成功操縱， F（2， 152） = 20.69， p lt; 0.001。糾正誤解組（M = 3.68， SD = 1.68）、糾正誤解與樹立榜樣結(jié)合組（M = 3.69， SD = 1.74）均顯著低于對照組（M = 5.66， SD = 1.14）， 且均有p lt; 0.001。

4.2.3" 對積極身體意象的干預(yù)效果檢驗(yàn)

以社會(huì)規(guī)范干預(yù)作為自變量， 積極身體意象為因變量， 性別為協(xié)變量， 進(jìn)行2×3重復(fù)測量方差分析。結(jié)果顯示， 時(shí)間（p = 0.79）與社會(huì)規(guī)范干預(yù)（p = 0.92）的主效應(yīng)未達(dá)顯著性水平。按照Olsson- Collentine等人（2019）的標(biāo)準(zhǔn)， 時(shí)間與社會(huì)規(guī)范干預(yù)的交互作用邊緣顯著， F（2， 151） = 2.89， p = 0.059， η2p = 0.037。簡單效應(yīng)分析顯示（見圖5）， 糾誤組第4天（M = 3.69， SD = 0.07）的積極身體意象得分顯著高于第1天（M = 3.58， SD = 0.08）， p = 0.002， η2p = 0.06。糾誤?榜樣組第4天（M = 3.73， SD = 0.08）的積極身體意象得分顯著高于第1天（M = 3.54， SD = 0.09）， p lt; 0.001， η2p = 0.11。對照組第4天的積極身體意象得分與第1天的差異未達(dá)顯著性水平， p = 0.71。

4.2.4" 對熱量攝入的干預(yù)效果檢驗(yàn)

以社會(huì)規(guī)范干預(yù)作為自變量， 熱量攝入為因變量， 性別為協(xié)變量， 進(jìn)行3×4重復(fù)測量方差分析。結(jié)果顯示， 時(shí)間（p = 0.10）與社會(huì)規(guī)范干預(yù)（p = 0.13）的主效應(yīng)未達(dá)顯著性水平。時(shí)間與社會(huì)規(guī)范干預(yù)的交互作用顯著， F（6， 300） = 3.08， p = 0.006， η2p = 0.058。簡單效應(yīng)檢驗(yàn)顯示（見圖6）， 對于糾誤組， 第2天（M = 1476.91， SD = 51.91， p lt; 0.001）、第3天（M = 1491.22， SD = 54.19， p = 0.002）與第4天（M = 1406.14， SD = 48.99， p = 0.038）的熱量攝入顯著高于第1天（M = 1268.43， SD = 50.41）。對于糾誤?榜樣組， 第2天（M = 1552.84， SD = 60.62， p = 0.001）、第3天（M = 1617.26， SD = 63.28， p lt; 0.001）和第4天（M = 1621.28， SD = 57.20， p lt; 0.001）的熱量攝入均顯著高于第1天（M = 1326.66， SD = 58.87）。對照組在4天中的熱量攝入差異均未達(dá)顯著性水平（所有p = 1.00）。除此之外， 在第4天時(shí)， 糾誤?榜樣組（M = 1621.28， SD = 57.20）的熱量攝入顯著高于糾誤組（M = 1406.14， SD = 48.99， p = 0.038）與對照組（M = 1340.06， SD = 69.27， p = 0.007）， 而糾誤組與對照組之間的差異未達(dá)顯著性水平， p = 0.67。

4.3" 討論

研究3驗(yàn)證了H3與H4， 對于積極身體意象和熱量攝入， 糾誤組、糾誤?榜樣組相比于基線水平都有持續(xù)性的顯著提高， 而對照組沒有出現(xiàn)顯著提高的現(xiàn)象。從積極身體意象來看， 糾誤?榜樣組的效應(yīng)量高于糾誤組; 從熱量攝入來看， 糾誤?榜樣組在第4天顯著高于糾誤組。而且， 就熱量攝入的改變趨勢而言， 糾誤?榜樣組呈現(xiàn)持續(xù)上升趨勢， 而糾誤組則出現(xiàn)下降趨勢， 這可能預(yù)示著糾誤?榜樣組干預(yù)效果的潛力。因此， 研究4將進(jìn)一步延長干預(yù)時(shí)間， 并且將干預(yù)對象有針對性地限制在正常體重且存在限制性進(jìn)食的青年群體。

5" 研究4： 糾誤?榜樣結(jié)合的社會(huì)規(guī)范干預(yù)效果再驗(yàn)證

研究4將干預(yù)對象限定在正常BMI且存在限制性進(jìn)食的青年群體， 比較基于描述性社會(huì)規(guī)范的糾正誤解與糾誤?榜樣結(jié)合兩種方式的干預(yù)效果， 并且將干預(yù)時(shí)間延長至10天。由此進(jìn)一步檢驗(yàn)糾誤?榜樣結(jié)合干預(yù)的效果， 即驗(yàn)證相比糾正誤解， 糾誤?榜樣結(jié)合干預(yù)方式在提升積極身體意象（H4a）與熱量攝入效果更好（H4b）。

5.1" 方法

5.1.1" 被試

使用G*power 3.1軟件（Faul et al.， 2009）進(jìn)行先驗(yàn)分析， 設(shè)定效應(yīng)量f = 0.25， 統(tǒng)計(jì)功效power = 0.8， 顯著性水平α = 0.05 （Cohen， 1992）， 計(jì)算2×3與5×3重復(fù)測量方差分析設(shè)計(jì)分別至少需要120名與96名參與者。通過Credamo見數(shù)平臺(tái)共進(jìn)行了5波數(shù)據(jù)收集， 每一波包括22至35名參與者。共招募到148名參與者， 未通過練習(xí)檢驗(yàn)8人， 實(shí)驗(yàn)中途流失11人。最終共129名參與者（女性89人， 男性40人）， 年齡在18～29歲之間（M = 22.57， SD = 2.10）。女性平均BMI = 20.28 ± 1.65 kg/m2， 男性平均BMI = 22.16 ± 1.78 kg/m2。缺失參與者與完整參與的參與者， 在性別（χ2 （1， n = 140） = 0.004， p = 0.95）、BMI （F （1， 138） = 1.30， p = 0.26）， 積極身體意象（F （1， 138） =1.92， p = 0.17）、熱量攝入（F （1， 138） = 1.92， p = 0.17）上均未發(fā)現(xiàn)顯著差異。

5.1.2" 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

本實(shí)驗(yàn)干預(yù)時(shí)長為10天。對于積極身體意象， 采用2 （時(shí)間： T1 vs. T5） × 3 （社會(huì)規(guī)范干預(yù)： 糾誤組 vs. 糾誤?榜樣組vs.對照組）的兩因素混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。對于熱量攝入， 采用5 （時(shí)間： T1 vs. T2 vs. T3 vs. T4 vs. T5） × 3 （社會(huì)規(guī)范干預(yù)： 糾正誤解組 vs. 糾正誤解與榜樣結(jié)合組vs.對照組）的兩因素混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。時(shí)間為組內(nèi)變量， 社會(huì)規(guī)范干預(yù)類型為組間變量， 身體意象和熱量攝入為因變量。

5.1.3" 實(shí)驗(yàn)材料與程序

所有參與者簽署知情同意書， 并給予相應(yīng)的報(bào)酬。實(shí)驗(yàn)前， 參與者填寫《荷蘭進(jìn)食行為問卷》中的限制性進(jìn)食分量表（restrained eating， Van Strien et al.， 1986）。該量表顯示出在中國大學(xué)生群體中的適用性（李勇男 等， 2018）。從填寫問卷者中篩選出BMI處于正常范圍（18.5～24 kg/m2; 中國營養(yǎng)學(xué)會(huì)， 2022）且有限制飲食行為（均分大于等于3分）的參與者。接下來的實(shí)驗(yàn)程序與研究3相同。參與者被隨機(jī)分配至糾誤組、糾誤?榜樣組或?qū)φ战M， 在第1天與第10天填寫《身體欣賞量表-2》（α干預(yù)前 = 0.876， α干預(yù)后 = 0.879）。參與者連續(xù)10日記錄熱量攝入。使用2天數(shù)據(jù)的平均值作為熱量攝入的值， 時(shí)間點(diǎn)T1為第1～2天， T2為第3～4天， T3、T4、T5以此類推。糾誤組以及糾誤?榜樣組將接收與研究3一致的反饋信息， 對照組不接收反饋信息。為確保參與者認(rèn)真閱讀完反饋， 在反饋頁設(shè)置至少3分鐘的閱讀時(shí)間。參與者還需輸入操縱語句的百分比數(shù)值以確保其閱讀與理解， 輸入錯(cuò)誤的參與者將被視為未通過注意力檢測。

5.2" 結(jié)果

5.2.1" 基線數(shù)據(jù)分析

“瘦理想”社會(huì)規(guī)范干預(yù)組和對照組的基線數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示（見表4）， 三組數(shù)據(jù)在BMI、積極身體意象基線與熱量攝入基線之間的差異均未達(dá)顯著性水平， 適合進(jìn)行后續(xù)分析。

5.2.2" 對積極身體意象的干預(yù)效果檢驗(yàn)

以社會(huì)規(guī)范干預(yù)作為自變量， 積極身體意象為因變量， 性別作為協(xié)變量， 進(jìn)行2×3重復(fù)測量方差分析。結(jié)果顯示， 時(shí)間（p = 0.30）與社會(huì)規(guī)范干預(yù)（p = 0.72）的主效應(yīng)未達(dá)顯著性水平。時(shí)間與社會(huì)規(guī)范干預(yù)的交互作用也未達(dá)顯著性水平， p = 0.31。

5.2.4" 對熱量攝入的干預(yù)效果檢驗(yàn)

以社會(huì)規(guī)范干預(yù)為自變量， 熱量攝入為因變量， 性別為協(xié)變量， 進(jìn)行5×3重復(fù)測量方差分析。結(jié)果顯示， 時(shí)間的主效應(yīng)顯著， F（4， 122） = 2.64， p = 0.037， η2p = 0.08。多重比較（Bonferroni）表明， T2 （M = 1427.45， SD = 24.97， p lt; 0.001）、T3 （M = 1367.06， SD = 26.71， p lt; 0.001）、T4 （M = 1387.38， SD = 25.94， p lt; 0.001）、T5 （M = 1355.54， SD = 25.97， p = 0.001）的熱量攝入均顯著高于T1 （M = 1234.49， SD = 28.83）。社會(huì)規(guī)范的主效應(yīng)顯著， F（2， 125） = 11.11， p lt; 0.001， η2p = 0.15。多重比較（Bonferroni）表明， 糾誤?榜樣結(jié)合組（M = 1483.75， SD = 34.22）的熱量攝入顯著高于糾誤組（M = 1321.47， SD = 33.43， p = 0.003）、對照組（M = 1267.02， SD = 38.73， p lt; 0.001）。時(shí)間和社會(huì)規(guī)范的交互作用顯著， F（8， 246） = 2.19， p = 0.029， η2p = 0.066。簡單效應(yīng)檢驗(yàn)顯示（見圖7）， 對于糾誤?榜樣組， T2 （M = 1533.55， SD = 42.70， p = 0.001）、T3 （M = 1528.64， SD = 45.67， p lt; 0.001）、T4 （M = 1535.69， SD = 44.36， p = 0.002）與T5 （M = 1505.93， SD = 44.41， p = 0.002）的熱量攝入均顯著高于T1 （M = 1314.94， SD = 49.30）。對于糾誤組， 除T5 （M = 1293.79， SD = 43.39， p = 0.17）之外， T2 （M = 1468.11， SD = 41.71， p lt; 0.001）、T3 （M = 1336.69， SD = 44.62， p = 0.008）、T4 （M = 1333.62， SD = 43.33， p = 0.05）的熱量攝入均顯著高于T1 （M = 1175.15， SD = 48.16）。

5.3" 討論

研究4部分驗(yàn)證了H4。在積極身體意象方面， 糾正誤解組與糾誤?榜樣結(jié)合組對于身體意象的干預(yù)并未顯著地優(yōu)于對照組， 因此未能驗(yàn)證H4a。這可能是由于參與者是有限制性進(jìn)食行為的人群， 他們比普通人更重視身體意象， 所以也比普通人更難改變對身體意象的看法。而在熱量攝入方面， 相比于控制組， 兩種社會(huì)規(guī)范干預(yù)方式都能顯著提高熱量攝入， 且糾誤?榜樣干預(yù)方式下的熱量攝入顯著高于單純糾正誤解干預(yù)方式下的熱量攝入， 驗(yàn)證了H4b。其中， 糾正誤解干預(yù)方式在T2之后總體呈下降趨勢， 且T5之時(shí)的熱量攝入與對照組的差異未達(dá)顯著水平; 而糾誤?榜樣組在T2、T3、T4、T5的熱量攝入均顯著高于對照組， 說明相比于單純的糾正誤解的干預(yù)方式， 糾正誤解與樹立榜樣結(jié)合的干預(yù)方式的持續(xù)時(shí)間更長。

一個(gè)意外發(fā)現(xiàn)是， 相比于面向普通人群的干預(yù)研究3， 對限制性進(jìn)食群體進(jìn)行干預(yù)的研究4在熱量攝入行為上的干預(yù)效果反而更好。具體而言， 研究4中展現(xiàn)干預(yù)效果的效應(yīng)量（η2p = 0.066）高于研究3的效應(yīng)量（η2p = 0.058）。這可能是因?yàn)橄拗菩燥嬍痴弑绕胀ㄈ烁匾暽眢w意象， 對飲食相關(guān)的干預(yù)信息也更敏感。因此一旦干預(yù)措施發(fā)揮作用， 他們比普通人在熱量攝入方面的干預(yù)效果更明顯。

6" 總討論

本研究旨在探討“瘦理想”社會(huì)規(guī)范對青年群體積極身體意象的影響機(jī)制， 并在此基礎(chǔ)上， 探索不同社會(huì)規(guī)范干預(yù)方式對其積極身體意象與熱量攝入的影響。研究1驗(yàn)證了BMI自我差異在“瘦理想”社會(huì)規(guī)范對積極身體意象關(guān)系中的中介作用， 即感知到的“瘦理想”描述性或指令性社會(huì)規(guī)范越強(qiáng)， 其BMI自我差異就會(huì)越大， 對于積極身體意象感知水平也會(huì)隨之降低。在此基礎(chǔ)之上， 研究2～4的干預(yù)研究進(jìn)一步探究了“瘦理想”社會(huì)規(guī)范干預(yù)的效果。研究2表明， 指令性社會(huì)規(guī)范能夠顯著提高熱量攝入， 但并未發(fā)現(xiàn)能夠顯著提高積極身體意象。研究3因此采用效果相對更優(yōu)的描述性社會(huì)規(guī)范， 結(jié)果表明糾正誤解與糾誤?榜樣結(jié)合的干預(yù)方式均能提升積極身體意象以及熱量攝入， 但糾誤?榜樣結(jié)合的干預(yù)方式效果更優(yōu)。研究4將研究對象限制在正常BMI且有限制性進(jìn)食行為的人群， 并將干預(yù)時(shí)間延長至10天， 雖然并未發(fā)現(xiàn)社會(huì)規(guī)范干預(yù)對積極身體意象的顯著提升作用， 但對于熱量攝入而言， 結(jié)果表明相比于糾正誤解的干預(yù)方式， 糾誤?榜樣結(jié)合的干預(yù)方式對青年群體熱量攝入的干預(yù)效果持續(xù)時(shí)間更長。

6.1" 理論貢獻(xiàn)

本研究將社會(huì)規(guī)范視角引入身體意象領(lǐng)域， 深化了身體意象的影響機(jī)制研究。以往許多研究立足于身體意象的社會(huì)文化視角（Thompson et al.， 1999）， 強(qiáng)調(diào)“瘦理想”內(nèi)化（thin ideal internalization）導(dǎo)致消極身體意象和飲食失調(diào)的作用（比如， Fitzsimmons- Craft et al.， 2012; Myers amp; Crowther， 2007）。而本研究則另辟蹊徑， 從社會(huì)規(guī)范理論出發(fā)， 結(jié)合自我差異理論， 闡釋了“瘦理想”社會(huì)規(guī)范感知如何影響個(gè)體的積極身體意象。盡管社會(huì)文化視角與社會(huì)規(guī)范視角具有相似之處， 前者也提出了家人、同伴與媒體等影響因素， 但社會(huì)規(guī)范理論則更進(jìn)一步， 認(rèn)為個(gè)體對如何評價(jià)身體及如何在身體上達(dá)到理想標(biāo)準(zhǔn)上存在“誤解”。在社交媒體熱潮以及推送算法影響文化信息傳播的現(xiàn)實(shí)之下（Acerbi， 2023; Kim amp; Chock， 2015）， “瘦理想”社會(huì)規(guī)范的信息被更廣泛地傳播， 個(gè)體會(huì)進(jìn)一步高估“瘦理想”及相關(guān)行為的普遍性（描述性社會(huì)規(guī)范）與可接受性（指令性社會(huì)規(guī)范）， 由此加深“瘦理想”社會(huì)規(guī)范的內(nèi)化（Harrison， 2001）。上述理論視角的變化不僅幫助我們更好地理解身體意象的影響機(jī)制， 同時(shí)也為減少個(gè)體“瘦理想”認(rèn)知提供了切實(shí)的干預(yù)著力點(diǎn)。

其次， 本研究驗(yàn)證了社會(huì)規(guī)范在身體意象領(lǐng)域的干預(yù)效果。Bergstrom與Neighbors （2006）指出， 基于身體意象的干預(yù)研究一般存在三種類型： （1）提供關(guān)于媒體素養(yǎng)的心理教育， 教育參與者了解媒體上普遍存在的理想身材的不切實(shí)際; （2）提供自我身體意象與他人身體意象比較信息的反饋， 以確定對身體和飲食的負(fù)面影響因素; （3）提供社會(huì)規(guī)范對身體意象進(jìn)行干預(yù)。本研究立足于個(gè)體對“瘦理想”信息普遍性的誤解而導(dǎo)致積極身體意象降低的現(xiàn)象， 驗(yàn)證了基于個(gè)性化規(guī)范反饋的社會(huì)規(guī)范干預(yù)對積極身體意象及熱量攝入的積極作用， 提供了干預(yù)的實(shí)證研究證據(jù)， 豐富了社會(huì)規(guī)范干預(yù)在身體意象領(lǐng)域的應(yīng)用研究。除此之外， 早期研究多聚焦于消極身體意象的預(yù)防與改善， 而積極身體意象并非消極身體意象的對立面， 相比于低水平的消極身體意象， 它包含了欣賞和尊重的特征， 也包括了非臨床障礙患者的身體意象感知（Tylka， 2011）。以往研究在探究如何提升積極身體意象之時(shí)， 集中于功能性聚焦干預(yù)與基于自我同情的干預(yù)（楊超 等， 2023）。本研究運(yùn)用社會(huì)規(guī)范的干預(yù)策略， 為提升積極身體意象的干預(yù)研究提供了新的思路。同時(shí)， 相比于傳統(tǒng)的長程干預(yù)研究， 本研究展現(xiàn)了個(gè)性化社會(huì)規(guī)范干預(yù)策略的優(yōu)勢， 即通過成本耗費(fèi)較低的簡單規(guī)范信息， 迅速地對個(gè)體的態(tài)度與行為產(chǎn)生影響。

最后， 本文還立足于糾正誤解這一廣泛使用的社會(huì)規(guī)范干預(yù)方式， 提出了效果更優(yōu)的干預(yù)方式。具體而言， 相比糾正誤解干預(yù)的單獨(dú)應(yīng)用， 糾正誤解和榜樣結(jié)合的干預(yù)方式對提升積極身體意象和熱量攝入的效果更佳。由于人們感知到的社會(huì)規(guī)范與實(shí)際規(guī)范之間存在差距（Chung amp; Rimal， 2016）， 因此傳統(tǒng)的糾正誤解干預(yù)方式的原理就是糾正人們對社會(huì)規(guī)范的誤解， 從而達(dá)到改變原有行為的目的（Miller， amp; Prentice， 2016）。本研究在此基礎(chǔ)之上， 提出糾正誤解和榜樣相結(jié)合的干預(yù)方式， 并證實(shí)了其干預(yù)效果優(yōu)于傳統(tǒng)糾正誤解的單獨(dú)應(yīng)用。這可能是由于榜樣具有較強(qiáng)的社會(huì)影響力， 增強(qiáng)了糾正誤解的干預(yù)效果。榜樣可以在群體中促進(jìn)規(guī)范的擴(kuò)散、傳播， 鼓勵(lì)群體中的其他人改變當(dāng)下感知到的社會(huì)規(guī)范， 引導(dǎo)其他人模仿自己的行為（Legros amp; Cislaghi， 2020）。而且， 糾正誤解側(cè)重于糾正錯(cuò)誤， 而榜樣側(cè)重于樹立積極目標(biāo)， 加入榜樣因素是對干預(yù)方式的深化， 這本身就具有邏輯上的連貫性。除此之外， 在身體意象領(lǐng)域， Carey等人（2014）認(rèn)為， 榜樣可能會(huì)在外表期望方面給青少年帶來巨大壓力， 對其身體意象產(chǎn)生極強(qiáng)的消極影響。而本研究則顯示出在身體意象領(lǐng)域， 我們也可以利用榜樣的力量， 對身體意象產(chǎn)生積極的影響。

6.2" 實(shí)踐啟發(fā)

本文證實(shí)了“瘦理想”社會(huì)規(guī)范對于人們身體意象的影響機(jī)制， 并在此基礎(chǔ)之上提出了一種更加優(yōu)化的社會(huì)規(guī)范干預(yù)方式——糾正誤解與榜樣相結(jié)合的干預(yù)方式。這為擁有消極身體意象， 甚至存在非健康減肥行為的正常BMI人群提供了可能的啟示以及實(shí)踐性較強(qiáng)的干預(yù)方式。除此之外， 榜樣在原有的糾正誤解方式之上對社會(huì)規(guī)范干預(yù)效果提供了助益。由此， 廣泛認(rèn)可的榜樣（如優(yōu)秀學(xué)生、社交媒體意見領(lǐng)袖等）需意識(shí)到自己的言行會(huì)對他人帶來示范作用。他們需要注重傳播多元化而非單一的“瘦理想”審美標(biāo)準(zhǔn)， 從而帶動(dòng)群體內(nèi)的他人樹立積極的身體意象。

同時(shí)， 本文也為健康領(lǐng)域等商業(yè)機(jī)構(gòu)提供了一定的啟示。研究結(jié)果表明“瘦理想”社會(huì)規(guī)范干預(yù)能夠有效提升青年群體積極身體意象和熱量攝入?，F(xiàn)如今， 人們往往通過社交媒體與健身APP接收“瘦理想”社會(huì)規(guī)范的信息， 因此相關(guān)商業(yè)機(jī)構(gòu)， 尤其是在國內(nèi)被廣泛使用的薄荷健康、keep等健身APP， 需要承擔(dān)相應(yīng)的社會(huì)責(zé)任。這些商業(yè)機(jī)構(gòu)可以通過有效的宣傳方式改善人們關(guān)于“瘦”的觀念， 注重正確的身材審美引導(dǎo)， 減少對于身材焦慮的過度營造， 鼓勵(lì)人們積極看待自己的身材。除此之外， 相關(guān)機(jī)構(gòu)也需要科普科學(xué)飲食和正確健身的方法， 幫助人們減少非科學(xué)且不健康的減肥方法。

6.3" 不足與展望

盡管本研究具有一定理論貢獻(xiàn)和實(shí)踐啟發(fā)， 但仍然存在一些局限， 值得未來進(jìn)一步探究。首先， 本研究最長干預(yù)時(shí)間為10天， 因此關(guān)于積極身體意象與熱量攝入的變化是否會(huì)持續(xù)更長時(shí)間， 還有待進(jìn)一步的研究來確定。同時(shí)， 相比于社會(huì)規(guī)范干預(yù)對于限制性進(jìn)食群體的熱量攝入的顯著提升作用， 對于如何應(yīng)用社會(huì)規(guī)范干預(yù)方式提升這類群體的積極身體意象還需進(jìn)一步的探討。除此之外， 未來研究也可將研究對象更加嚴(yán)格地限定在積極身體意象偏低， 且存在限制性進(jìn)食的群體中。在篩選限制性進(jìn)食者之時(shí)， 本研究僅測量了限制性進(jìn)食行為傾向， 未來研究也需進(jìn)一步考察限制性進(jìn)食的具體行為。

其次， 本研究的關(guān)注點(diǎn)在于正常BMI青年的積極身體意象與熱量攝入， 但并未檢驗(yàn)“瘦理想”社會(huì)規(guī)范干預(yù)對那些超重（即BMI超出正常范圍）的青年群體是否有負(fù)面作用。正如一些研究者所擔(dān)憂的， 試圖通過減少“瘦理想”社會(huì)規(guī)范的感知來改善身體意象， 可能會(huì)在無意之中增長超重的可能（Stice amp; Shaw， 2004）。由此， 未來研究可以從兩方面進(jìn)行探究： 一是考察社會(huì)規(guī)范干預(yù)策略是否對超重群體的身體意象與熱量攝入產(chǎn)生負(fù)面作用; 二是考慮對于正常BMI與超重的人群， 如何能夠依托個(gè)性化智能推送技術(shù)實(shí)現(xiàn)差異化干預(yù)。

第三， 本研究并未直接比較描述性與指令性社會(huì)規(guī)范的干預(yù)效果。Miller與Prentice （2016）認(rèn)為， 描述性與指令性社會(huì)規(guī)范存在的隱性關(guān)聯(lián)使得它們都能成功地改變態(tài)度與行為。然而， G?ckeritz等人（2010）提出， 描述性與指令性社會(huì)規(guī)范對態(tài)度與行為產(chǎn)生影響時(shí)也會(huì)發(fā)生“錯(cuò)位” （misaligned）， 比如人們會(huì)認(rèn)為， 個(gè)體做出某一行為是出于對負(fù)面結(jié)果的恐懼， 而不一定是因?yàn)樗麄冋J(rèn)可該行為; 又或者認(rèn)為其他人可能贊成某一行為， 卻不會(huì)付諸行動(dòng)。因此未來研究可以進(jìn)一步發(fā)掘這兩種社會(huì)規(guī)范類型的干預(yù)方式的一致性與區(qū)別性。

第四， 對于限制性進(jìn)食者（研究4）， 社會(huì)規(guī)范干預(yù)對積極身體意象并未產(chǎn)生預(yù)期效果， 但在熱量攝入上的效果卻很好（效應(yīng)量甚至超過了以普通人群為干預(yù)對象的研究3）。這是一個(gè)有意思的發(fā)現(xiàn)。對于限制性進(jìn)食者來說， 社會(huì)規(guī)范干預(yù)對熱量攝入（行為指標(biāo)）的改變更容易， 而對積極身體意象（態(tài)度指標(biāo)）的改變更難嗎？其中可能的原因是什么呢？我們猜測這可能是因?yàn)橄拗菩燥嬍痴弑绕胀ㄈ烁匾暽眢w意象?！笆堇硐搿鄙鐣?huì)規(guī)范干預(yù)可能會(huì)帶來雙重認(rèn)知沖突： 一方面是有關(guān)身體意象的， 即干預(yù)前“只有瘦才美”與干預(yù)時(shí)得到的“瘦并非美的唯一標(biāo)準(zhǔn)”; 另一方面則是有關(guān)進(jìn)食行為的， 即干預(yù)前“別人都吃的不多， 只有我吃的多”與干預(yù)時(shí)得到的“別人吃的可能比我多”。限制性進(jìn)食者比正常進(jìn)食者更重視身體意象， 所以對飲食方面的信息更敏感， 干預(yù)在熱量攝入方面產(chǎn)生的影響也就更大。但身體意象卻關(guān)乎一個(gè)人對自己的認(rèn)識(shí)， 這是自我的一個(gè)方面， 所以越重視， 反而改變的難度越大。進(jìn)一步， 我們還推測， 更重視身體意象的群體（比如， 限制性進(jìn)食者）會(huì)更嚴(yán)格地根據(jù)自己的身體意象控制熱量攝入， 即身體意象與熱量攝入的關(guān)系更強(qiáng)， 因此， 一旦他們的身體意象被改變， 不再將瘦作為評價(jià)自己的標(biāo)準(zhǔn)， 他們的進(jìn)食行為可能會(huì)隨之產(chǎn)生更大的改變。未來研究可以通過引入對身體意象的重視程度來檢驗(yàn)上述理論推理是否正確。

最后， 本研究的初衷是探討兩性共同的瘦身渴望， 因此并未特別考慮性別差異問題。但在身體意象領(lǐng)域， 性別是一個(gè)重要影響的影響因素。而研究1顯示出不同性別的積極身體意象差異未達(dá)顯著性水平。在研究2～4中， 男性參與者過少讓兩性比較在統(tǒng)計(jì)上不可行。但在研究招募中， 男女兩性參與比例的懸殊差異恰說明女性可能比男性更重視身體意象。因此， 未來研究可以在本研究的基礎(chǔ)上繼續(xù)探索兩性給予身體意象的不同重視程度以及兩性賦予身體意象的不同意蘊(yùn)（比如可能女性更愛瘦， 而男性更愛肌肉）， 并在此基礎(chǔ)上開展基于性別差異的社會(huì)規(guī)范干預(yù)。

7" 結(jié)論

本研究結(jié)論如下： 從“瘦理想”社會(huì)規(guī)范的影響機(jī)制來看， 個(gè)體 “瘦理想”描述性與指令性社會(huì)規(guī)范感知程度越強(qiáng)， 積極身體意象水平越低， BMI自我差異在其中發(fā)揮中介作用， 即 “瘦理想”社會(huì)規(guī)范感知越強(qiáng)， 個(gè)體BMI自我差異就會(huì)越大， 積極身體意象的水平隨之降低。從“瘦理想”社會(huì)規(guī)范的干預(yù)來看， 糾正誤解、糾正誤解和榜樣結(jié)合的兩種干預(yù)方式都能在一定程度上提高青年群體的積極身體意象、增加熱量攝入， 但糾正誤解與榜樣結(jié)合的干預(yù)方式在干預(yù)效果與持續(xù)時(shí)間方面相對更優(yōu)。

致謝： 衷心感謝匿名審稿人和編委對本文提出的寶貴意見！

參" 考" 文" 獻(xiàn)

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Beyond the myth of slimming： The impact of social norms on positive body image

and caloric intake among young adults

TANG Meihui1， TIAN Shuwan1， XIE Tian2

（1 School of Philosophy， Wuhan University， Wuhan 430072， China）

（2 School of Journalism and Communication， Wuhan University， Wuhan 430072， China）

Abstract

Under the influence of the mass media， many individuals have embraced the “thin-ideal” social norm， wherein people accept and adhere to the behavioral norm that perceives thinness as the ideal body type. This trend has resulted in many young adults compromising their positive body image and adopting unhealthy weight loss practices， such as reducing their caloric intake. Based on the self-discrepancy theory， this paper proposes that the thin-ideal social norm will strengthen the thin-ideal self-concept， which will amplify any existing discrepancy between the ideal self and the actual self， ultimately diminishing the individual’s positive body image. In that light， the present research explored the effects of social norm interventions on improving young adults’ positive body image and increasing their caloric intake. The findings suggest that interventions that address misconceptions， particularly when combined with role models， yield more favorable outcomes than interventions that focus solely on correcting misunderstandings within the social norm framework do.

The present research comprised one questionnaire study and three intervention studies， involving 612 participants. Study 1 examined the mediating role of body mass index （BMI） self-discrepancy in the relationship between the thin-ideal social norm and a positive body image. Two hundred eleven participants （113 females， aged 22.31 ± 2.10 years） completed questionnaires assessing their perceptions of the social norms， their BMI self-discrepancy， and their positive body image. Studies 2～4 were dedicated to practical interventions. In Study 2， 117 participants （79 females， aged 22.56 ± 2.28 years） received either interventions that addressed misinformation about social norms， or no information. The participants reported their positive body image at the beginning and end of the study， along with their caloric intake over 4 days. Study 3 involved 155 participants （111 females， aged 22.06 ± 2.13 years） who were randomly assigned to one of three interventions： correcting misunderstandings alone， combining that intervention with role models， or no intervention. As was the case with Study 2， the participants reported their positive body image and caloric intake over 4 days. In Study 4， 147 participants （89 females， aged 22.57 ± 2.10 years） were randomly assigned to one of three interventions that were similar to those in Study 3 but spanned 10 days. Those participants reported their body image at two time points and their caloric intake at five time points.

Study 1 revealed that self-discrepancy partially mediated the relationship between the social norms of the thin ideal and body image. Specifically， both the thin-ideal descriptive and injunctive social norms could reduce body image by increasing the self-discrepancy between ideal BMI and real BMI. Building upon Study 1， Study 2 revealed that the instructive social norm intervention demonstrated a positive impact on caloric intake， compared with no intervention， but not on positive body image， and its effectiveness was limited to correcting misunderstandings. Motivated by the insights from Study 2， Studies 3 and 4 advanced the research by adopting more robust descriptive social norm interventions and also employing descriptive social norm interventions that incorporated role models. Study 3 showed that both interventions had better effects on positive body image and caloric intake than no intervention did. In Study 4， among groups adhering to restrictive diets， the application of the norm-based intervention did not yield a significant improvement in positive body image. However， the findings suggest that the descriptive social norm interventions which incorporated role models exhibited not only a better impact but also a more sustained and prolonged duration of intervention effectiveness on caloric intake.

This research contributes valuable insights into thin-ideal social norms. It suggests a more effective intervention strategy that provides practical recommendations which are applicable to individuals， role models， and commercial organizations.

Keywords： “thin-ideal” social norm， positive body image， self-discrepancy， correcting misperception， role model