Cyberpsychol Behav Soc Netw。 2015 11月20。
范登博斯湖1, van Oosten JM1, 彼得J1.
抽象
这项研究的目的是调查暴露于性现实电视内容和互联网色情（IP）是否与社交媒体上的性自我呈现有关。
基于1,765青少年13-17年的两波小组调查，我们发现观看性真实电视内容刺激青少年在社交媒体上制作和分发自己的性图像. 反过来，社交媒体上的性自我呈现使青少年更频繁地观看性现实电视内容。 博曼 男孩和女孩之间的关系相似。
在社交媒体上未发现知识产权接触与男孩和女孩的性自我表现之间存在对等关系。 结果表明，主流大众媒体中的性内容可以预测青少年在社交媒体上的性取向行为，反之亦然。
此外，青少年似乎在将性媒体内容纳入其在线性行为时，将性内容的类型（即主流与更明确的性内容）区分开来。
作者信息
Laura Vandenbosch，博士，Johanna MF van Oosten，博士和Jochen Peter博士
阿姆斯特丹大学，阿姆斯特丹，荷兰阿姆斯特丹传播研究学院。
地址对应：
Johanna MF van Oosten博士
阿姆斯特丹传播研究学院，ASCoR
阿姆斯特丹大学
邮政信箱15791
1001 NG阿姆斯特丹
荷兰
电子邮箱： [电子邮件保护]
介绍
社交媒体在青少年中非常受欢迎，青少年每天都会查看新闻提要和发布更新。1 最近，研究表明，青少年也使用社交媒体来分发自己的性暗示图像。2-4 例如，内容分析显示，五分之一的青少年在其在线个人资料中显示出性暴露图像。5 另一项研究表明，多达一半的青少年配置文件包含青少年用户的性感形象。6 然而，尽管已经积累了关于社交媒体上性自我呈现的普遍性的研究，5-7 关于为什么青少年选择以性方式在他们的在线档案中展示自己的知之甚少。
在此背景下，学者们观察到，社交媒体上的性自我呈现的普遍性似乎反映了青少年流行的大众媒体内容中性信息的流行。7-9 因此，学者们研究群众10 以及社交8 媒体呼吁进行研究，研究大众媒体对性内容的曝光与使用社交媒体分发用户生成的性内容之间的关系。 为了解决这一缺陷，当前的研究旨在调查大众媒体对性内容的暴露与社交媒体上男孩和女孩的性自我表现之间的联系。
关于大众媒体，该研究将侧重于性取向的真人秀电视内容和互联网色情（IP），因为它们在青少年中很受欢迎，并且其性内容很高。 现实电视吸引了大量的青少年观众11,12 并以其对性的关注为特征。11,13-16 在知识产权方面，大多数人可能会在青春期遇到色情内容17,18 大约10百分比将自己标识为频繁用户。19 IP可被描述为“专业制作的或用户生成的图片或视频（剪辑）在因特网上或来自因特网，旨在唤起观众。 这些视频和图片以一种不为人知的方式描绘了性活动，如手淫以及口腔，肛门和阴道穿透，通常是对生殖器的特写。“19（pp1015-1016） 内容分析表明，现实电视和知识产权都经常描绘理想的身体，并强调角色的性吸引力。20-24
由于大众媒体中性吸引力的重要性，这些媒体的频繁消费者可能更倾向于以性方式呈现自己。 社会认知理论25 假设接触环境激励（例如，观察媒体内容中有吸引力的模型的性行为）可以刺激个人相应的行为（例如，参与类似于观察到的模型的行为的性行为）。 因此，研究表明，性电视观看涉及约会开始的年龄较小26 和更多的约会伙伴。26 研究还发现，使用知识产权与更多性伴侣正相关27-29 和各种各样的性活动。30 但是，我们仍然缺乏关于大众媒体中性信息曝光与用户在社交媒体上以性方式展现自己的程度之间的关系的知识。 正如先前的研究表明，年轻用户的行为与大众媒体中模特的性行为有关，我们假设接触性现实电视内容（H1）和IP（H2）会积极预测社交媒体上的性自我表现。
除了大众媒体曝光与社交媒体上的用户生成内容之间的关系之外，反过程似乎也是可以想象的。 例如，认知失调理论假定个体有动机去寻找与他们自己的认知和行为在认知上一致的信息。31 因此，个体可以避免在遇到认知不协调信息时出现的不安。31 与此相符，纵向研究表明，随着时间的推移，性活跃会刺激电视，音乐，杂志和电子游戏中的性内容选择。32 因此，如果青少年在社交媒体上以性方式表现自己，他们可能更喜欢消费大众媒体内容，其中角色也表现为性感。 因此，我们假设社交媒体上的性自我呈现会增加对性真人电视内容（H3）和IP（H4）的曝光。 假设1-4总结于 图1.
查看大图（33K）图。 1。 大众媒体中的性内容曝光（即性现实电视内容和互联网色情）与社交媒体上的性自我表现之间的关系的假设模型。
在研究大众媒体中性接触暴露与性在线自我表现之间的相互关系时，重要的是要考虑潜在的性别差异。 性别社会化理论强调，女孩和男孩被社会化为不同但互补的性态度和行为。33 虽然预计男孩将在性关系中发挥积极作用，但鼓励女孩采取相当被动的角色。33 在这种情况下，女孩对性吸引力的重视程度高于男孩，33 这反过来可能与女孩在社交媒体上以性方式更频繁地表现自己有关。5,34-36
在发现媒体与青少年性行为的关系上也发现了男孩和女孩之间的差异。 符合男孩的积极作用，最近的纵向研究37 发现性媒体曝光只会刺激男孩的性行为。 相反，性行为仅在女孩中引发了性媒体曝光。 因此，该研究表明，男孩之间发生了媒体效应，而女孩则选择了这种效应。 可能，性媒体曝光鼓励男孩积极寻找性关系，而女孩则在媒体使用中寻求性行为的验证（因为它与被动的性行为不太一致）。37 但是，其他研究38-40 研究了暴露于大众性媒体和性成果之间的关系并没有发现性别差异。 在此背景下，我们会问性别是否会影响性接触电视内容/知识产权与社交媒体上的性自我呈现之间的互惠关系（RQ1）。
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方法
程序
目前的研究借鉴了三波小组研究的前两波，间隔为6个月。 前两波是在2013的五月和十月进行的。 我们选择了前两个波浪，因为在那个时期播放了两个流行的真人秀节目（参见性暴露于性真人电视内容的描述）。 该研究是在13至17岁的青少年中进行的。 采样和实地工作由荷兰调查机构Veldkamp完成并组织。 该样本是从现有的全国代表性青少年在线访问小组中随机抽样的，由Veldkamp管理。 参与者在家填写在线问卷，大约需要20分钟才能完成。 对于每个完成的问卷，参与者都获得了5欧元的补偿。
样本
基线时，有2,137名青少年参加。 六个月后，又有1,765名青少年参加了会议（流失率= 17.4％）。 使用Pillai's Trace，MANOVA表明，仅参加第一波的受访者与参加第二波的受访者之间在年龄，性取向，性别，性现实电视内容的暴露，IP的暴露以及在线性自我方面都没有显着差异-介绍， V = 0.005， F（6，2130）= 1.73， p = 0.11，ηp2 = 0.005。 因此，损耗不大可能导致数据出现系统性偏差。
措施
所有相关变量和尺度的描述性统计和心理测量属性显示在 表1.
表1。 描述性统计和零级相关（N = 1,765）
人口统计信息
受访者表示他们的年龄和性别（0 =男孩; 1 =女孩）。 性取向通过H量表来衡量41 并根据Peter和Valkenburg所采用的程序进行记录19 （0 =完全异性恋; 1 =不仅仅是异性恋）。
暴露于性现实电视内容
使用李克特（Likert）七分制（1 =从来没有到7 =每集），我们测量了受访者观看电视节目前6个月两次观看真人秀的频率（a）MTV的“ Jersey Shore”和（b）MTV的“ Geordie Shore”调查。 这些性取向的真人秀在数据收集之前和期间进行了广播。
接触知识产权
受访者表示，他们在互联网上有意识地观看了（a）有明显暴露的生殖器的照片，（b）有明显暴露的生殖器的视频，（c）人们发生性行为的照片，（d）或视频哪些人有性生活，七分制（从不=每天1几次= 7）。42 主成分分析表明所有项目都加载在一个因子上（时间1特征值= 3.56;解释方差= 88.96百分比）。
性在线自我介绍
如果受访者使用社交媒体，他们被要求表明，在过去的6月份和七点李克特量表（1 =从不到7 =总是），他们上传图片的频率（a）以性感的目光描绘自己，（b）性感外观，（c）衣着整洁（如泳衣或内衣），（d）性感姿势。 在Waves 1和/或2从未使用社交媒体的青少年（n = 179）a 给了代码1（“从不”），因为他们从未有过以性方式呈现自己的可能性。 主成分分析表明所有项目都加载在一个因子上（时间1特征值= 2.81;解释方差= 70.13百分比）。
分析策略
结构方程建模（软件AMOS 7），最大似然估计方法，用于测试假设和模型在 图1。 每个潜在变量都是通过用于衡量该构造的清单项目来预测的：暴露于性现实电视内容是由两个明显的项目预测的; 通过四个清单项目预测知识产权和性在线自我呈现的风险（见“措施”部分）。 与先前的性媒体研究一致，42 输入年龄和性取向的基线值作为对照变量，并预期预测内源变量。 此外，允许基线处的控制变量和自变量彼此共变。 类似地，时间2处的媒体变量的扰动项和相同项的误差项被建模为在时间1和时间2之间变换。
由于正常性假设经常在性研究中被违反，19 自举（95百分比偏差校正自举置信区间; 1,000样本）用于验证基于正常测试理论的显着性检验。 最后，为了检验性别差异，将无约束模型的拟合指数与约束模型的拟合指数进行比较（其中，社交媒体上的性自我呈现与（1）性现实电视内容之间的相互关系）或（2）知识产权被限制在男孩和女孩之间是平等的）。 χ2- 模型比较测试值和ΔCFI用于测试性别差异。43,44
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成果
该模型具有可接受的数据拟合（对于零阶相关，请参阅 表1; 有关拟合优度的统计数据，请参阅 表2）。 在时代1上观看性真人电视，在时间2上积极预测社交媒体上的性自我呈现（有关效果参数，请参阅 表2）。 此外，时间1的性在线自我呈现与在时间2观看性真人电视正相关，从而支持H1和H3。 在1时间观看IP并没有预测2时代社交媒体上的性自我呈现。 此外，时间1在社交媒体上的性自我呈现与在2时间观看IP无关。 不支持H2和H4。
表2。 关键路径的结构方程模型结果（N = 1,765）
性现实电视内容和IP的模型比较测试（表2; RQ1）表明χ2 - 差异测试不显着，并且无约束模型和约束模型的CFI值（ΔCFI）之间的差异不超过0.01。 因此，无约束模型的模型拟合既不优于限制性现实电视内容与社交媒体上的性自我呈现之间的相互关系的模型，也不优于限制知识产权与社会上的性自我呈现之间的互惠关系的模型。媒体在性别上是平等的。 由于没有出现性别差异，无约束模型的路径结果没有出现 表2.
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讨论
这项研究是最早研究大众媒体中性信息暴露与青少年在社交媒体上以性方式展现自己的倾向之间的关系的一项研究。 该研究指出，在主流大众媒体内容中，性信息对于激励青少年在线进行性自我表现至关重要。 尽管性现实电视内容中对性信息的暴露与社交媒体上的性自我陈述相互相关，但在研究对IP的暴露时却没有发现相互关系。 这项研究对未来的研究具有重要意义。
首先，暴露于性现实电视内容与男孩和女孩在社交媒体上的性自我呈现之间的相互关系突出了电视上主流娱乐的潜在影响，以影响青少年在其在线环境中的行为。 这一发现还表明，在社交媒体上采取性自我呈现的青少年可能会特别寻求电视上的主流性媒体内容。 更一般地说，性现实电视内容和社交媒体上的性自我呈现之间的互惠模式指向循环过程，如理论中所规定的，例如媒体实践模型45 和加强螺旋模型。46 在这样的周期性过程中，青少年在线的性自我表现以及他们在主流媒体中对性内容的暴露都相互影响并相互促进。 鉴于青少年经常在媒体中寻找“可信”且“喜欢他们”的人或情况，因此实况电视在这方面可能特别重要。45,47 然而，文献也表明，青少年识别其他流行电视类型的人物。48 作为流行的流派，如音乐视频和肥皂剧，也经常描绘性角色，24,49 未来的研究可能会探讨是否可以找到观看这些类型和性在线自我呈现之间的类似周期性过程。
其次，媒体理论，例如对媒体效应模型的差异易感性，已经强调了（大多数）媒体效应可能不适用于整个（青少年）人群。50 特定的易感性因素（描述为影响用户与媒体内容互动的人的维度）可能会增强或削弱一般媒体用户群体中的媒体效应。50 目前的研究结果表明，性别不是社交媒体上性自我呈现与性现实电视内容或知识产权暴露之间相互关系的重要倾向易感性变量。 然而，其他倾向性易感性变量仍可能影响这些关系。 尽管在当前的研究中，IP暴露和社交媒体上的性自我呈现是无关的，但是这种关系可能仍然发生在更易受IP影响或更可能选择IP的用户群中。 在这种观点中，相关文献指出高感觉寻求者，51 高血压青少年，52 处于早期青春期的青少年和青少年40 作为重要的群体来检查。
也就是说，在社交媒体上暴露于知识产权和性自我呈现是不可能的，因为它们的性别明显性不同。 社交媒体上的性自我呈现5,7 通常只有性暗示，而知识产权是性暗示的。 青少年可能会将知识产权中的男女演员视为不恰当的范例。 根据这一推理，定性研究表明，女孩确保她们的在线自我展示不被视为“放荡”。53 同样，社交媒体上的性自我呈现可能不被视为与知识产权中的色情内容相似。 因此，在社交媒体上以性方式表现自己的青少年可能没有动力去消费知识产权。
我们的研究至少有两个局限性：首先，我们的研究采用了青少年性自我表现的自我报告方法。 该措施仅利用青少年是否在社交媒体上以性方式表现自己，而提供有关青少年如何表现自己的有限信息。 为了了解青少年如何将主流媒体的性信息纳入他们的在线自我介绍中，我们需要更详细的性自我介绍指标，包括视觉和口头文章。
其次，虽然与先前的媒体研究一致，但在社交媒体上曝光性真人电视和性自我呈现之间的互惠关系的影响规模很小。54 和纵向研究控制稳定性效应的文献。55 此外，这些相对较小的效果大小可以通过我们的样本中包含的青少年中性感自我呈现的相当低的发生率来解释。 尽管频率得分较低，但仍然出现了暴露于性现实电视和在线性自我呈现之间的关系，这凸显了未来研究这一主题的重要性。 另外，文献56 表明即使媒体的微小影响仍然具有相关性，因为在所研究的媒体内容（即，真人秀电视和社交媒体）中推广的性消息类似于从其他来源（例如，其他主流性媒体内容和同行）获得的社交化。2,53）。 总之，这些社会化影响可能随着时间的推移累积起来，产生更强的影响。56
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结论
总体而言，目前的研究表明，主流大众媒体内容有可能刺激青少年制作和分发他们自己的性自我描绘。 反过来，主流大众媒体中的性内容似乎特别吸引以性方式呈现自己的社交媒体用户。 因此，未来的青少年研究有必要加深我们对大众传媒中主流性内容与社交媒体上的性取向行为之间相互作用的认识。
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备注
一个。 所有结构方程模型都在报告中 结果 该部分还进行了一个样本，排除了在时间1和/或时间2从未使用社交网站（SNS）的参与者（N = 1,586）。 结构方程建模结果与本文报道的样本结果相似，其中包括在时间1和/或时间2从未使用过SNS的参与者（N = 1,765）。 这些额外的结果可以通过向相应的作者发送电子邮件来获得。
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承认
该研究由荷兰科学研究组织（NWO）向第三作者提供资助。
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作者披露声明
没有竞争性的经济利益。
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