1. 问题提出
在“巴掌脸”“A4腰”“大长腿”等单一对美的态度的影响下，“外貌焦虑”已成为现代社会的典型症候，导致了医美整形行业的遍地开花，使得医疗整形人数稳健上升(蒋俏蕾等，2025)。整容手术虽可能提升人们对自身身体的满意度，但也有很多不良后果。除了潜在的风险，如：淤血、感染、慢性疼痛和表情麻木等生理问题外(McLaughlin et al., 2004; Pittet et al., 2005)，还会增加心理疾病，如：抑郁症的风险(Ambro & Wright, 2010; Naraghi & Atari, 2015)。并且整容也不能绝对的改善身体形象(Sarwer, 2019; Sobanko et al., 2018)。研究表明，若女性仅通过整容手术修饰身体，却不改变对身体自我的态度和认知，那么仅仅改变外表并不能解决根本上的问题，甚至她们可能觉得是自己整得不够多，会进一步寻求整容的帮助，而身体形象却始终达不到自己的要求(Di Gesto et al., 2022)，甚至会形成对身体不满–寻求改变–对身体不满的恶性循环。一个人只有对自己的接纳程度较高才能从根本上改变整容意愿，自我接纳作为个体心理适应的重要维度，高水平的自我接纳往往能够客观的认识自我，接受真实的自我，而不会过度的自负或自卑，能坦然的面对自己的困难和不足(胡玉钢，2024)。自我接纳强调“自身存在本身”的全盘接纳。而不像自尊重点关注自我价值的高低。研究表明，自我接纳与自尊呈显著正相关，且前者可以正向预测后者，即自我接纳程度越高，自尊水平越高(朱鸿博，2016)。虽然二者密切相关，但内涵有别：(1) 自我接纳是对自身整体的包容与认可，自尊则是对自我价值的评判。(2) 二者评价方式不同，自我接纳是“无条件的包容”不易受外界的标准影响，不管自己是否失败或存在缺点，都接纳自己。而自尊则是“有条件”的，易受外界标准，他人评价所影响。(3) 核心导向不同，自我接纳的核心导向是内在和谐，减少内在排斥而减少内在冲突。而自尊的核心导向是价值确认，通过自己价值的评判来寻求自我认可。上述现象表明，个体对理想美的认知、对自身身体的评价及自我接纳，可能是影响整容意愿的关键心理因素。但目前学术界还没有完全清晰厘清：众人所推崇的理想美内化后，到底怎样通过身体满意度、自我接纳等心理过程影响青年女性的整容意愿？“身体满意度→自我接纳”的心理路径是否在其中发挥传递作用？这些问题的解答，对理解整容意愿的形成机制、引导理性身体认知具有重要意义，也是本研究急需探讨的主要内容。然而，目前关于“社会推崇的理想美如何通过个体心理过程(如身体认知、自我态度)影响整容意愿”的机制研究仍有待深入。基于此，本研究以青年女性为对象，重点探讨理想美内化对其整容意愿的影响，并检验身体满意度与自我接纳在其中的链式中介作用，旨在为理解整容意愿的形成机制、缓解非理性整容倾向提供理论参考。
2. 研究现状分析
2.1. 理想美内化与整容意愿的关系
截至2018年末，艾媒报告中心数据中国已跻身全球医疗美容市场前三位，在全球的市场份额达到10%，且青年群体占主导地位。针对整容意愿的影响因素，国内外学者已开展了大量的研究，包括上行社会比较(Seekis & Barker, 2022)、平行社会比较(周明军等，2025)、消极身体意向(Arab et al., 2019; Zhou, 2023)、社交外貌焦虑(Ashikali et al., 2016)等多个方面。在媒体高度发达的今天，用户持续接触到理想化且常经数字化修饰的图像，拔高了当今的审美标准，大家都以网络上经过修饰的美女照片为参考，甚至部分标准脱离实际，与现实严重不符，照片和本人判若两人。当人们反反复复与这些图像进行比较时，可能会对自身外表产生不满，从而想通过医美整容来达到这些不切实际的标准 (Hermans et al., 2022; Obeid et al., 2022; Taha et al., 2023)。另外，对颜值关注度越高，越可能会加大人们对整容的向往，从而让自己变美的目的(Sun, 2021)。研究显示，无论女性是否整过容以及整过多少次，社交媒体所宣扬的美都会影响她们对理想身体的感知和态度(Coelho et al., 2023)。基于上述情况，本研究拟探讨理想美内化与整容意愿之间的关系。
理想美内化(internalization of beauty ideals)指的是个体在社会文化环境中，主动接纳其中所蕴含的审美标准以及重视外表的观念，并将其转化为自身对美的评判准则(赵方，2011；Aubrey, 2006)。有意思的是，文化传统与社会规范在这一过程中扮演着重要角色，它们不仅深刻影响着人们对美的认知与理解，还在很大程度上左右着个体对整容手术的接受程度(Wang et al., 2022; Jung & Hwang, 2016)。对于高度内化这些审美标准的女性而言，她们往往会注意自己的形象，经常会和网络上的这些美女的形象形成对比。这种比较的核心目的在于衡量自身是否符合大众普遍认同的文化审美规范，进而判断自己颜值的好看程度(Durkin, Paxton, & Sorbello, 2007; Matera, Nerini, & Stefanile, 2013)。当她们接触到的修饰过的图片越多，就对自己的身体越自卑，从而更想通过容手段来改善自身外表，以缩小与理想美的差距。综合上述分析，本研究提出假设1：青年女性的理想美内化程度对其整容意愿具有显著的正向预测作用。
2.2. 理想美内化、身体满意度与整容意愿的关系
整容手术的主要使用者通常是那些对自身外貌存在不满的个体，他们往往期望通过整容提升自尊与自我价值感(Salahian, 2019)。多项研究结果表明，女性的身体不满与接受整容手术的行为之间存在显著正相关，这意味着人们可能认为整容手术不仅能带来内心层面的好处(如更高的自尊)，还能带来因外表更具吸引力而产生的社交回报(Markey & Markey, 2009; Slevec & Tiggemann, 2010; Menzel, Sperry, Small et al., 2011; Lunde, 2013)。此外，理想美内化水平越高，对外表的要求越高。研究显示，高完美主义倾向者往往表现出更强的身体不满意(Pearson & Gleaves, 2006)。基于此，本研究提出假设2：女性身体不满意在理想美内化与整容意愿之间起中介作用。
2.3. 理想美内化、自我接纳与整容意愿的关系
自我接纳(Self-acceptance)是个体在正确认识自我基础上所呈现的态度，具体表现为面对自我时，既不因自身存在缺陷而自卑，也不会因他人的负面评价而断然否定自我(Allport, 1937)，作为个体心理健康的重要基石，自我接纳与心理健康呈正相关，不仅能助力个体建立稳定的自我形象，促进心理韧性和社会适应能力的提升，还能增强幸福感(马淑贤，2025；Xu, Liu, & Wang, 2016)。在外表认知与行为意愿方面，研究表明，自我接纳程度高的个体，对自身外表的接纳度更高，整容意愿也相对更低，且自我接纳能够负向调节正念与女大学生整容意愿之间的关系(林可欣，2023)。自我接纳在个体对自身外表的认知及整容意愿方面存在显著影响，而理想美内化可能会影响青年女性对自身外表的认知，进而作用于其整容意愿，由此提出假设3：自我接纳在青年女性理想美内化与整容意愿中起中介作用。
2.4. 理想美内化、身体满意度、自我接纳与整容意愿的关系
青年女性内化社会推崇的理想美标准后，会对自身身体产生不满意(Durkin et al., 2007; Matera et al., 2013)，而身体意象障碍的核心并非个体客观存在的容貌缺陷，而是深层次的自我接纳不足问题(郎敏，2023)。具体而言，个体自我接纳水平越高，越能客观评价自身外表并保持积极态度，进而降低整容意愿；反之，自我接纳水平较低的个体，因对自身外表持消极态度，改变现状的需求更强烈，整容意愿也随之提升(Salahian, 2019)。因此提出假设4：身体满意度通过自我接纳在青年女性理想美内化与整容意愿之间起链式中介作。
3. 研究方法
3.1. 研究目的
采用问卷法探索理想美内化与整容意愿的关系，身体满意度和自我接纳的中介作用。
3.2. 研究对象
本研究的对象为14岁至44岁的中国青年女性。本研究采取随机抽样的方法，通过问卷星发放403份问卷，回收403份问卷，剔除答题时间过短、测谎题答错等无效问卷后，得到有效问卷共370份，有效率为91.8%，问卷人口学特征包括年龄、受教育程度和婚姻状况。
3.3. 研究工具
(1) 理想美内化量表，2011年，赵方针对中国女性群体修订了理想美内化量表(赵方，2011)，该量表的核心功能是衡量女性对社会文化所传递的理想美观念的内化程度。量表共8道题，其中第4题为反向计分题，采用5点计分制，计分范围从1分(完全不同意)到5分(完全同意)，其中，得分越高，意味着女性对社会文化所倡导的理想美观念的内化程度越高。该量表在本研究中的 Cronbach’s α系数为0.814，具有良好的信度。
(2) 身体满意度的测量采用身体部位满意问卷(Body Areas Satisfaction Scale, BASS)，该量表是Cash开发的多维身体自我关系问卷(Multidimensional Body-Self Relations Questionnaire, MBSRQ)中的子量表(Cash, 2000)。Cash多年来深耕身体意象领域的研究，其开发的这一量表被众多学者广泛用于测量身体不满意概念。该量表要求受试者根据自身对题项中提及的身体部位的满意程度进行作答，计分方式为1~5点计分，1代表“非常不满意”，5代表“非常满意”，如题例“肌肉紧凑、体重、身高”。经检验，该量表的内部一致性系数为0.903，信度优良。
(3) 自我接纳的测量采用自我接纳问卷(Self-acceptance Questionnaire, SAQ) (丛中，高文凤，1999)。该问卷由我国学者丛忠与高文凤于1988年编制，包含“自我评价(2、3、5、6、9、10、12、15)”和“自我接纳(1、4、7、8、11、13、14、16)”两个维度，共计16个题目，其中自我接纳为反向计分题，主要用于评估个体对自身的接纳程度。量表计分规则为得分越高，代表个体的自我接纳程度越高。此外，该问卷具有较高的内在一致性，信度良好。该量表在本研究中的Cronbach’s α系数为0.895，具有良好的信度。
(4) 整容手术接纳量表，其“考虑”(consideration)子量表源自Henderson-King等人编制、经Wu等人翻译的版本(Henderson-King & Henderson-King, 2005)。该子量表旨在评估个体未来考虑接受整容手术的意愿程度，包含5个题目，第5题为反向计分题，采用Likert 7点计分法——1分代表“非常不愿意”，7分代表“非常愿意”，得分越高，表明个体对整容手术的接受意愿越强。经检验该量表的Cronbach’s α 系数为0.924，具有良好的信度。
3.4. 统计处理
采用SPSS 27.0、Process 4.5对数据进行统计分析。
3.5. 共同方法偏差检验
采用Harman单因素检验法进行共同方法偏差检验，结果发现，特征值大于1的因子共有7个，第一个因子解释的变异量为30.97%，小于40%的临界标准，表明本研究数据不存在严重的共同方法偏差。
4. 研究结果
4.1. 描述性统计
年龄范围为14~44岁，其中30~34岁群体，有72人，占比19.5%；14~19岁群体有75人，占比20.3%；40~44岁群体有69人，占比18.6%；25~29岁群体有46人，占比12.4%；20~24岁群体有55人，占比14.9%；35~39岁群体有53人，占比14.3%。受教育程度范围为本科/大专学历者最多，有178人，占比48.1%；高中/中专学历者有97人，占比26.2%；硕士及以上学历者有49人，占比13.2%；初中及以下学历者有44人，占比11.9%；其他情况有2人；占比0.5%。年龄与爱教育(r = 0.188**, p < 0.01)、婚姻状况(r = 0.738, p < 0.01)等人口学变量也存在显著相关性，受教育程度与婚姻状况(r = 0.204, p < 0.01)同样存在显著相关。
4.2. 相关分析
Table 1. Means, standard deviations, and correlation matrix of variables
表1. 各变量的平均值、标准差及相关矩阵
变量 |
平均值 |
标准差 |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
1. 年龄 |
3.49 |
1.783 |
1 |
|
|
|
|
|
|
2. 受教育程度 |
2.64 |
0.876 |
0.188** |
1 |
|
|
|
|
|
3. 婚姻状况 |
1.56 |
0.6 |
0.738** |
0.06 |
1 |
|
|
|
|
4. 理想美内化 |
3.1703 |
0.80061 |
0.089 |
0.001 |
0.106* |
1 |
|
|
|
5. 身体满意度 |
3.1532 |
0.75219 |
0.212** |
0.157** |
0.099 |
−0.411** |
1 |
|
|
6. 自我接纳 |
2.564 |
0.4745 |
0.313** |
0.229** |
0.204** |
−0.361** |
0.673** |
1 |
|
7. 整容意愿 |
3.1573 |
1.62868 |
−0.180** |
−0.06 |
−0.127* |
0.436** |
−0.370** |
−0.400** |
1 |
注：*p < 0.05，**p < 0.01。
所有研究变量的平均值、标准差及相关关系在表1中呈现，青年女性理想美内化和整容意愿呈显著正相关(r = 0.436, p < 0.01)，和身体满意度(r = −0.411, p < 0.01)、自我接纳(r = −0.361, p < 0.01)呈显著负相关。身体满意度和自我接纳呈显著正相关(r = 0.673, p < 0.01)。身体满意度(r = −0.37, p < 0.01)和自我接纳(r = −0.4, p < 0.01)显著负向预测整容意愿。
4.3. 回归分析
本研究采用了逐步回归分析法进行分析。结果如表2所示，最终建立的回归模型具有统计学意义(R2 = 0.27)，表明理想美内化、自我接纳与年龄这三个变量共同解释了整容意愿27%的变异。
具体而言，理想美内化对整容意愿具有显著的正向预测作用(β = 0.369, t = 7.53, p = 0.001)，即个体对理想美的内化程度越高，其进行整容手术的意愿也越强。相反，自我接纳(β = −0.223, t = −4.335, p = 0.001)和年龄(β = −0.143, t = −2.972, p = 0.003)则对整容意愿均具有显著的负向预测作用。这意味着个体的自我接纳水平越高，或其年龄越大，进行整容的意愿则越低。
Table 2. Stepwise regression of cosmetic surgery intention on internalization of ideal beauty
表2. 整容意愿对理想美内化的逐步回归
|
β |
t |
p |
R2 |
理想美内化 |
0.369 |
7.53 |
0.001 |
0.27 |
自我接纳 |
−0.223 |
−4.335 |
0.001 |
年龄 |
−0.143 |
−2.972 |
0.003 |
4.4. 中介效应检验
对所有变量进行标准化处理，以理想美内化作为自变量，整容意愿作为因变量，身体满意度和自我接纳作为中介变量，年龄、受教育程度、婚姻状况作为控制变量。使用Process程序中的模型6进行多元分层回归分析。结果显示：理想美内化能够显著正向预测整容意源(β = 0.718, p < 0.001)，负向预测身体满意度(β = −0.403, p < 0.001)和自我接纳(β = 0.09, p < 0.001)。身体满意度正向预测自我接纳(β = 0.351, p < 0.001)，值得注意的是身体满意度没有显著预测整容意愿(β = −0.168, p > 0.05)。自我接纳负向预测整容意愿(β = −0.623, p < 0.01)。运用Bootstrap方法对中介效应进行检验，结果发现：以身度满意度为中介变量的路径间接效应值为0.068，以自我接纳为中介测整容意愿(β = −0.623, p < 0.01)。运用Bootstrap方法对中介效应进行检验，结果发现：以身度满意度为中介变量的路径间接效应值为0.068，以自我接纳为中介变量的路径间接效应值为0.059，以身体满意度和自我接纳为中介变量的路径间接效应值为0.088。
Figure 1. Theoretical model and standardized path of ideal beauty internalization and cosmetic surgery intention
图1. 理想美内化和整容意愿的理论模型及标准化路径
中介效应分析的结果见图1、表3和表4，共存在两条中介路径：理想美内化→自我接纳→整容意愿，效应值为0.047理想美内化→身体满意度→自我接纳→整容意愿效应值为0.12。且两条中介路径的95%置信区间均不包含0，表明两条中介路径都显著。
Table 3. Results of mediating effect test
表3. 中介效应检验结果
路径 |
间接效应值 |
Boot Se |
置信区间95% |
效应量 |
Boot LLCI |
Boot ULCI |
总间接效应 |
0.239 |
0.601 |
0.128 |
0.365 |
|
理想美内化–身体满意度–整容意愿 |
0.072 |
0.056 |
−0.039 |
0.181 |
30% |
理想美内化–自我接纳–整容意愿 |
0.167 |
0.062 |
0.060 |
0.300 |
70% |
Table 4. Results of serial mediating effect test
表4. 链接中介效应检验结果
路径 |
间接效应值 |
Boot Se |
Boot LLCI |
Boot ULCI |
置信区间95% |
是否显著 |
理想美内化→身体满意度→整容意愿 |
0.072 |
0.057 |
−0.039 |
0.184 |
否 |
理想美内化→自我接纳→整容意愿 |
0.047 |
0.028 |
0.006 |
0.112 |
是 |
理想美内化→身体满意度→自我接纳→整容意愿 |
0.120 |
0.040 |
0.049 |
0.204 |
是 |
总间接效应 |
0.239 |
0.060 |
0.128 |
0.367 |
是 |
5. 讨论
为深入探究理想美内化如何作用于青年女性整容意愿，本研究将身体满意度与自我接纳纳入分析框架，构建链式中介模型展开实证检验。结果分析不仅关注理想美内化对青年女性整容意愿的直接预测关系，更重点考察身体满意度与自我接纳在二者间的链式中介效应，最终系统揭示理想美内化是正向预测青年女性整容意愿的心理传导路径与内在机制，为理解该群体整容决策的形成逻辑提供实证依据。
本研究结果显示，理想美内化对青年女性整容意愿具有显著正向预测作用(β = 0.7184, p < 0.001)，假设1得到充分验证。这一发现与社会比较理论的核心观点相契合：当青年女性将社会文化中建构的“理想美”标准内化为自我评判准则后，会不自觉地以该标准对比自身外貌，若感知到自身与“理想美”存在差距，便可能通过整容行为寻求外貌上的弥补与契合。从现实层面看，当前社交媒体中大量经过美化的“理想美”形象(如纤瘦身材、精致五官等)持续传播，进一步强化了青年女性对理想美的内化程度。这种内化不仅提升了她们对自身外貌的审视强度，也使得整容逐渐成为缩小“现实自我”与“理想自我”外貌差距的可选路径，最终直接推动了整容意愿的提升，这与已有关于外貌焦虑与整容决策关系的研究结论形成呼应(邓成龙，2023)。
本研究发现身体满意度在理想美内化和整容意愿中的中介作用不显著(β = −0.168, p > 0.05)，研究假设2没有得到验证，这一研究结果与以往的研究不一致。可能的原因有：(1) 一位青年女性可能对自己的身体不满意，但如果她能够很好地接纳这个不完美的自己，那她的整容意愿可能并不会很高。这表明身体满意度对整容意愿的直接影响可能被另一个中介变量(自我接纳)所替代了。(2) 身体满意度和自我接纳是两个高度相关的概念，相关系数为0.673，这种高度相关可能会导致多重共线性问题，当它们被同时放入一个回归方程，其中一个变量的效应可能会被另一个变量“掩盖”。
本研究发现自我接纳在理想美内化和整容意愿之间的中介作用显著，验证了假设3。从心理机制来看，当青年女性将社会推崇的“理想美”标准内化为自身评判依据时，易因现实外貌与理想标准的落差产生自我认知偏差，这种偏差会直接削弱其对自身特质的接纳程度，导致自我接纳水平下降。而自我接纳作为个体应对外貌焦虑的重要心理资源，其水平降低会使个体更难通过内在认知调节缓解外貌不满，转而倾向于借助整容这一外在手段改变外貌。这一结果与以往研究一致(Smith & Farrants, 2013)。
本研究发现身体满意度和自我接纳在理想美内化和整容意愿之间的链式中介作用显著(β = 0.12, p < 0.001)，假设4得到了验证。理想美内化对整容意愿的作用机制并非通过身体满意的直接作用，而是通过身体满意度降低自我接纳，进而增强整容意愿的链式路径实现的。
6. 总讨论
本研究的结果与本研究的假设大部分一致，只有身体满意度对理想美内化和整容意愿的中介作用没有被验证，这表明，单纯对身体不满意也许会让个体自卑、痛苦，但并不足以驱动个体寻求整容手术，只有当这种不满意侵蚀到个体更深层的自我接纳感时，才会转化为强烈的改变意愿。理想美内化这一社会压力，首先冲击的是个体对身体的评价(身体满意度)，进而动摇其对整体自我的肯定与接纳(自我接纳)，最终当个体无法接纳自我时，便会将整容视为一种解决方案。因此，自我接纳是比身体满意度更接近整容意愿的预测变量，是中介机制的核心环节。
值得探讨的是，若将“社会比较倾向”纳入中介链条，可构建“理想美内化→社会比较倾向→身体满意度→自我接纳→整容意愿”的路径，假设理想美内化会激发个体频繁进行身体比较，进而降低身体满意度，再经自我接纳影响整容意愿。但该模型存在局限：一方面，社会比较倾向并非理想美内化影响身体满意度的必要环节，有些人对理想美的认知源于社交媒体的推送，属于被动接受，无需主动比较即可产生身体不满意；另一方面，新增变量易模糊“自我接纳为核心中介”的关键结论。
相较而言，当前“理想美内化→身体满意度→自我接纳→整容意愿”模型更具理论合理性。其一，该模型遵循“具体维度(身体评价)→整体维度(自我接纳)”的自我认知规律，符合个体先因身体不符合理想标准产生不满，再引发自我接纳危机的心理逻辑；其二，其与“自我一致性理论”高度契合，清晰呈现理想美内化下“理想自我与现实自我”的冲突从身体维度延伸至自我价值维度，最终驱动整容意愿的过程；其三，该模型精准回应实证中“身体满意度单独中介效应未验证”的结果，明确自我接纳是连接身体不满意与整容意愿的深层纽带，既贴合个体真实心理体验，也为理解整容意愿的形成机制提供了更聚焦、更具解释力的理论框架。
7. 实践意义
顺着“理想美内化→身体满意度→自我接纳→整容意愿”的逻辑去思考，其实能找到减少非理性整容行为的清晰方向：生活里，我们可以不让“单一审美”的标准到处渗透——比如媒体多呈现些不同身材、不同容貌的鲜活形象，这样大家就不用总被动盯着某一种“完美”，也能少些“我不符合标准就不好”的身体否定；要是有人已经开始对自己的身体不满意，别只纠结“怎么改外貌”，更该多留意他们是不是连自己这个人都不认可了——如果能通过耐心的心理引导、提高自我接纳的团体辅导、正念等帮他们看到自己除了外貌之外的价值，不把目光死盯在身体的小缺点上，那种想靠整容改变的念头或许就不会越陷越深。整容改得了样子，却填不满自我认同的缺口。说到底，这个模型的意义就是帮我们从源头、到心里、再到实际行动，一步步引导人们好好看见自己，别再走“靠整容解决心里烦恼”的弯路。
NOTES
*通讯作者。