身体中立性问卷的开发和验证

《International Journal of Eating Disorders》：Development and Validation of the Body Neutrality Questionnaire

　　**摘要**

**研究目的**
身体中立性作为积极身体形象理论中的一个新框架逐渐受到关注。本研究开发了“身体中立性问卷”（Body Neutrality Questionnaire，简称BNQ），这是首个针对年轻人的身体中立性测量工具。

**研究方法**
首先通过专家咨询和焦点小组讨论形成了初步的问卷条目池。最终确定了21个条目，并在线发放给18-25岁的年轻人（研究1中，女性占52.9%，样本量N=293）以及17-52岁的心理学专业本科生（研究2中，女性占82.2%，样本量N=231）。研究1使用探索性因子分析（EFA）来探讨该概念的结构，随后在研究2中通过验证性因子分析（CFA）进一步验证这一结构。

**研究结果**
EFA结果显示出一个包含三个因素的模型：不依赖于身体的自我价值感（Self-Worth not Contingent on Body）、对身体的感激与关怀（Body Gratitude and Care），以及对身体的中立态度（Neutral Attitude toward Body）。该模型具有良好的信度和效度。CFA进一步验证了这一结构，表明模型拟合度良好，内部一致性高，且具有聚合效度。此外，双因素CFA分析也支持单一的身体中立性因素的存在。BNQ与身体欣赏能力（body appreciation）之间存在显著的正相关关系。

**讨论**
研究结果支持BNQ作为可靠且有效的身体中立性测量工具。这一发现是我们进一步理解身体中立性的重要第一步，有助于厘清其与现有身体形象概念的异同，以及其在非临床群体中的作用。未来的研究应探讨BNQ在不同时间点、临床样本及关键人口统计变量下的测量稳定性。

**1. 引言**
身体形象是一个多维度的概念，涵盖与身体相关的思想、感受、认知和态度（Cash 2004）。负面身体形象（如身体不满）和正面身体形象虽被视为相关但不同的概念，而非简单的对立面（Tylka和Wood-Barcalow 2015a）。当个体的身体体验到负面情绪和认知时，就会出现身体不满，这往往是因为他们的身体与内化的理想标准不符（McLean等人2022），且会增加饮食失调的风险（Jiménez-Limas等人2022）。为促进与身体的健康关系，学者们提出了多种理论，包括正面身体形象、身体积极态度（body positivity）和身体中立性（body neutrality）。正面身体形象是一个综合性术语，涵盖多个方面，如身体欣赏（接纳、尊重和珍视身体的本来面貌）、身体形象灵活性（能够体验多种与身体相关的思想和感受）、功能价值（重视身体的功能及其作用），以及身体同情（关注并理解身体）（Tylka和Wood-Barcalow 2015a）。身体积极态度和身体中立性常被视为社会运动（Wood-Barcalow等人2024），其中身体积极态度最早可追溯至20世纪60年代，与反肥胖运动相关，旨在赞美被边缘化的身体类型（Mehdi和Frazieri 2021）。然而，社交媒体上使用“body positivity”标签的内容越来越多地与西方瘦美标准挂钩，未能充分反映多样化的身体形态和文化身份（Griffin等人2022；Lazuka等人2020）。此外，广告商也利用这一概念进行商业推广（Rodgers等人2022）。在日益增多的批评声中，身体中立性自2015年起通过社交媒体获得了更多关注。有研究将身体中立性定义为三个主要组成部分：（1）对身体的中立态度（既不喜爱也不厌恶），这种态度要现实、有意识且灵活；（2）关注身体的功能、欣赏、尊重和关怀，而非外观；（3）自我价值受多种值得重视的特质和技能影响，而不过分依赖外观。虽然身体中立性最初作为社会运动兴起，但现在越来越多地被视为一个独立的身体形象概念。近期研究探讨了不同群体对身体中立性的理解。Mulgrew和Hinz（2024）调查了研究人员、临床医生、有饮食障碍经历的人以及普通公众，发现他们将身体中立性与正面身体形象的多个方面（如功能价值、身体形象灵活性、身体接纳和身体同情）联系起来。身体中立性被认为是一种“灵活的应对策略”，比正面身体形象或身体积极态度更易于实现且更具包容性（Mulgrew和Hinz 2024）。尽管这些研究基于现有心理学概念，但它们支持这样的观点：身体中立性的独特构建、可实现性和包容性，以及其对淡化外观重要性的关注，为该领域做出了重要贡献。目前学术界存在争议，部分学者认为身体中立性只是一个重新包装的正面身体形象概念，缺乏坚实的实证基础（Wood-Barcalow等人2024）。身体形象专家Marika Tiggemann指出，“正面身体形象和身体中立性非常相似，但并不完全相同”（Tiggemann 2024, 2）。例如，尽管两者都旨在促进包容性和减少身体羞耻感，但其策略和目标存在显著差异（Ladwig等人2024）。正面身体形象可能包含对外表的适应性投资（如自我表达），而身体中立性则完全淡化或忽视外表（Tiggemann 2024）。尽管Wood-Barcalow等人（2024）认为正面身体形象是现实且可实现的，并担心身体中立性会抑制个体的身体发展，但实际而言，不同人群（如饮食障碍患者、性别多样性群体、慢性病患者和神经多样性群体）可能难以同等实现正面身体形象。越来越多的证据表明，身体中立性有助于改善个体与身体的关系。一项针对青少年的案例研究显示，接触身体中立性内容的个体在减少内化的体重污名、对外表的过度评价以及促进身份和自我价值转变方面取得了积极效果（Kramer等人2025）。实验研究发现，接触TikTok上身体中立性内容的个体表现出更高的自我同情水平（Seekis和Lawrence 2024）。基于文本的身体中立性内容也被证明能减少负面情绪和身体不满（Ladwig等人2024）。定性研究指出，将关注点从外观转向身体舒适度和功能性的核心概念，有助于肯定跨性别男性的性别认同并提升整体心理福祉（Cahill等人2025）。研究者认为身体中立性对参与者具有积极意义（Cahill等人2025），因此鼓励进一步探索其在身体形象干预、性别认同关怀和心理社会福祉中的作用。本研究的目的是开发并验证首个身体中立性测量工具，定义为对身体的中立态度——这种态度要现实、有意识且灵活，注重欣赏、尊重和关怀身体的功能，并建立不受外观影响的自我价值（Pellizzer和Wade 2023）。通过广泛咨询身体形象和饮食障碍领域的临床医生、研究人员及年轻人，最终确定了21个条目。研究1中，这些条目被用于探索性因子分析以评估BNQ的信度和效度；研究2中则通过独立样本进行验证性因子分析以进一步验证其结构。

**2. 方法**
**2.1 问卷开发**
问卷开发遵循最佳实践指南（Boateng等人2018）。该项目获得了弗林德斯大学人类研究伦理委员会的批准（项目编号7506和8579）。

**2.1.1 条目开发**
为了制定条目，我们汇总了与身体中立性三个维度相关的现有测量工具中的条目（Pellizzer和Wade 2023），包括《全面正念体验清单》（Comprehensive Inventory of Mindfulness Experiences，Johnson等人2017）、《功能价值量表》（Functionality Appreciation Scale，Alleva等人2017）和《身体形象接纳与行动问卷》（Body Image Acceptance and Action Questionnaire，Sandoz等人2013）。共收集了29个条目，由13位具有临床经验或研究背景的心理学家/研究人员（至少拥有博士学位）进行评估。他们完成了在线问卷调查。问卷前附有介绍身体中立性的说明材料，要求受访者根据每个条目对相关维度的重要性进行评分（1=完全不重要至5=非常重要）。专家们对条目表述提供了反馈，并建议新增条目。基于这些反馈，研究团队生成了新的条目，包括那些获得高评价的条目（平均评分4分及以上）以及专家建议的新条目。同时，还审查了身体中立性的各个组成部分，确保条目覆盖所有相关方面，从而产生了更多条目。所有条目的表述都采用积极的语气，以避免需要反向编码，并强调表达的清晰性，以确保目标受众能够理解。最终确定了60个新条目，涵盖了对身体持现实、有意识且灵活的中立态度（20条）、关注身体功能、欣赏和关怀（17条），以及受多种特质和技能影响的自我价值（23条）。这些条目随后由3名参与者组成的焦点小组进行了评估。参与者为弗林德斯大学的18-25岁本科生。他们收到了与专家相同的身体中立性说明材料。小组讨论后，每位参与者独立评估每个条目的重要性（1=完全不重要至5=非常重要）。根据焦点小组的评分（平均分3.67分及以上）及参与者的定性反馈，确定了最终条目。

**2.2 第一项研究**
21个条目通过在线研究平台Prolific发放给293名参与者，纳入标准为年龄在18-25岁之间，来自澳大利亚、英国和美国。参与者平均年龄为22.04岁，其中超过一半为女性（58.4%），性别认同为女性（52.9%），性取向为异性恋（69.3%）。最常见的文化身份为欧洲/白人（30.7%），21.5%的参与者表示有残疾或慢性疾病。详见表1中的完整人口统计信息。2.2.2 研究程序与测量方法
在Prolific平台上看到研究广告后，参与者被引导至Qualtrics平台以获取信息表。在提供知情同意后，参与者回答了人口统计问题以及一系列测量指标（详见表2），还包括21项的《身体中立性问卷》（Body Neutrality Questionnaire，简称BNQ）。人口统计问题包括年龄、生理性别、性别认同、性取向和文化认同。由于参与者来自澳大利亚、美国和英国，文化认同问题采用开放式提问方式以获得更多样化的回答。我们特意选择了关于积极身体形象的测量指标，包括《身体欣赏量表2》（Body Appreciation Scale 2，简称BAS-2；Tylka和Wood-Barcalow 2015a）和《身体形象接受与行动问卷》（Body Image Acceptance and Action Questionnaire，简称BI-AAQ；Sandoz等人2013），以评估其聚合效度。此外，我们还纳入了与饮食失调心理病理学、情绪以及自我同情和自我客体化等相关概念的测量指标，以便进一步探讨在我们对身体中立性理解框架下的聚合效度和区分效度（即预期自我客体化与自我同情呈负相关，而自我同情与身体中立性呈正相关）。这些测量工具包括：《饮食失调检查问卷》的7项简版（Eating Disorder Examination Questionnaire 7-item short，简称EDE-AQ7；Grilo等人2015）、《国际积极与消极情绪量表简版》（International Positive and Negative Affect Schedule Short Form，简称I-PANAS-SF；Thompson 2026）、《客体化身体意识-监控子量表》（Objectified Body Consciousness—Surveillance subscale，简称OBC-S；McKinley和Hyde 1996）以及《自我同情量表简版》（Self-Compassion Scale-Short Form，简称SCS-SF；Raes等人2011）。根据Prolific的补偿指南，参与者每参与约30分钟的研究可获得3英镑（约合6澳元）的报酬。

表2. 测量指标的可靠性和有效性
| 测量指标 | 研究1 | 研究2 |
|-----------------|---------------|---------------|
| 身体欣赏量表2a（BAS-2） | 3.26 (0.96), 0.96/0.96 | 3.34 (0.88), 0.95/0.95 |
| | | |
| （1=从未到5=总是）五点量表评分；分数越高表示对身体欣赏度越高；男性和女性内部一致性良好（α=0.94, 0.93），21天重测信度适当。聚合效度和区分效度得到支持（Tylka和Wood-Barcalow 2015b） | | |
| 身体形象接受与行动问卷（BI-AAQ） | 3.59 (1.51), 0.95/0.95 | 4.59 (1.62), 0.96/0.96 |
| | | |
| （1=从不真实到7=总是）七点量表评分；反向评分后取平均值，分数越低表示身体形象灵活性越高；内部一致性强，重测信度良好。聚合效度和区分效度显著（Linardon等人2020；Pellizzer等人2018；Sandoz等人2013） | | |
| 饮食失调-15（ED-15） | 2.51 (1.53), 0.94/0.95 | |
| | | |
| 十项指标衡量饮食担忧和体型体重担忧；过去一周内评分，分数越高表示饮食失调越严重；内部一致性强，重测信度良好，区分效度和聚合效度显著，因子结构稳健且可复制（Tatham等人2015；Zhou等人2024） | | |
| 饮食失调检查问卷（EDE-Q7） | 2.73 (1.56), 0.89/0.87 | |
| | | |
| 七项指标衡量饮食限制（N=3，从1=从未到7=每天）、体重和体型担忧（N=4，从0=从未到6=非常严重）；过去4周内评分。分数越高表示饮食失调越严重；大学年龄段男性和女性的内部一致性良好，重测信度适当。与完整版EDE-Q高度相关。任何EDE-Q变体中因子结构最稳健（Jenkins和Davey 2020；Fairburn和Beglin 2008；Grilo等人2015） | | |
| 功能性欣赏量表（FAS） | 4.19 (0.69), 0.93/0.93 | |
| | | |
| 七项指标衡量对身体的欣赏、尊重和认可，基于身体功能而非外观；五点量表评分。分数越高表示对身体功能的欣赏度越高。单维因子结构，内部一致性和重测信度良好，聚合效度和预测效度显著（Alleva等人2017；Linardon等人2020） | | |
| 国际积极与消极情绪量表简版（I-PANAS-SF）| 13.66 (4.41), 0.78/0.77 | 9.26 (4.54, 0.87 |
| | | |
| 十项指标衡量当前情绪状态；五点量表评分。该量表分为积极情绪（PA）和消极情绪（NA）两个子量表；分数越高表示相应情绪越强烈。与原始20项PANAS的内部一致性良好（α=0.78和0.76，r=0.65），8周间隔的重测信度良好（Thompson 2026） | | |
| 客体化身体意识-监控子量表（OBC-S） | 4.65 (1.05), 0.82/0.81 | |
| | | |
| 八项指标评分范围为1=强烈反对到7=强烈同意；分数越高表示身体监控（自我客体化）程度越高。内部可靠性高，与饮食失调和外观焦虑呈正相关（聚合效度；McKinley和Hyde 1996） | | |
| 自我同情量表简版（SCS-SF） | 2.84 (0.69), 0.86/0.85 | |
| | | |
| 十二项指标评分范围为1=几乎从未到5=几乎总是；分数越高表示自我同情度越高。与长版本量表相关，内部一致性良好（α>0.86；Hayes等人2016；Raes等人2011） | | |

2.2.3 分析方法
使用Kaiser-Meyer-Olkin（KMO）统计量和Barlett的球形性检验来评估项目的可因子性。采用最大似然估计法（Maximum Likelihood Estimation，简称MLR）和斜交旋转（oblique rotation）来估计因子结构，以允许数据存在轻微的非正态性和相关因子。Horn的平行分析用于确定提取的因子数量，其中特征值超过随机数据产生的因子数量，并结合比较拟合指数（Comparative Fit Index，简称CFI≥0.90）、近似均方根误差（Root Mean Square Error of Approximation，简称RMSEA=0.05–0.08）、标准化均方根残差（Standardized Root Mean Square Residual，简称SRMR=0.05–0.08）以及因子的可解释性。如果项目在单一因子上的主载荷较弱（<0.50）、跨因子载荷较高（≥0.30）（Browne和Cudeck 2023），或者与其他项目存在冗余（≥0.40，其中载荷较小的项目被排除，则考虑将其从分析中剔除。使用Cronbach的α和McDonald的ω来估计每个子量表和整个BNQ量表的内部一致性可靠性，值≥0.80和≥0.90分别表示良好和优秀可靠性（Dunn等人2014）。对于ω，使用非参数自助法（non-parametric bootstrapping）和1000次重采样获得95%置信区间。通过Pearsons的相关系数来检验聚合效度，比较对象包括BAS-2（Tylka和Wood-Barcalow 2015a）、BI-AAQ（Sandoz等人2013）、EDE-Q7（Grilo等人2015）、I-PANAS-SF（Thompson 2026）、OBC-S（McKinley和Hyde 1996）和SCS-SF（Raes等人2011）。相关系数的解释如下：0.10到0.29表示小相关，0.30–0.49表示中等相关，0.50及以上表示强相关（Cohen 1988）。

2.3 第二项研究
2.3.1 参与者
参与者为231名心理学专业的大一本科生，他们参与了关于“社交媒体趋势对积极身体形象影响的认知”研究（Goya和Pellizzer 2026）。参与者的平均年龄为20.83岁（标准差SD=6.33），其中大多数报告生理性别为女性（86.2%），性别认同也为女性（81.8%）。最常见的文化认同为欧洲/白人（66.6%），13.9%的参与者表示有残疾或慢性疾病。详细的人口统计信息见表1。

2.3.2 研究程序与测量方法
参与者通过大学的研究参与系统在线招募。唯一的纳入标准是注册为心理学专业的大一本科生。参与者被引导至Qualtrics平台阅读参与信息表并提供知情同意，之后完成人口统计问题、一系列测量指标（见表2）以及与本研究主要目的相关的额外问题（对社交媒体趋势和积极身体形象的认知）。此处仅报告BNQ及其与BAS-2、BI-AAQ、ED-15和FAS的关联；对社交媒体趋势和积极身体形象的认知将在其他地方报告（Goya和Pellizzer 2026）。

2.3.3 分析方法
使用加权最小二乘均值（Weighted Least Squares Mean，简称WLSMV）估计法和适用于有序数据的方差调整（variance adjusted）方法，对研究1中确定的最终因子结构模型进行因子分析（CFA）。模型拟合通过卡方检验（χ2；p>0.05）、标准化均方根残差（RMSEA<0.08 [被认为可接受，Hu和Bentler 1999]）、近似均方根误差（RMSEA<0.05 [Hu和Bentler 1999]）、比较拟合指数（CFI≥0.95 [Bentler和Bonett 1980]）和Tucker–Lewis指数（TLI≥0.95 [Bentler和Bonett 1980）来评估。拟合度的解释重点关注CFI、TLI和SRMR，因为RMSEA对观测变量数量敏感（Goretzko等人2024；Shi等人2019），以及卡方拟合优度统计量对大样本量的敏感性（Bentler和Bonett 1980）。指定一个双因子CFA模型，根据一般因子解释的可靠方差比例来考虑量表的维度（使用omega层次结构，ωh；Rodriguez等人2016）。使用每个项目的偏度和峰度来评估单变量正态性，注意WLSMV估计器在正态性假设被违反时仍能提供稳健的参数估计和标准误差。再次使用Cronbach的α和McDonald的ω来估计内部一致性可靠性，并包括95%的置信区间。聚合效度通过Pearsons的相关系数与类似量表进行检验，包括BAS-2（Tylka和Wood-Barcalow 2015a）、BI-AAQ（Sandoz等人2013）、ED-15问卷（EDE-Q7；Tatham等人2015）、BAS-2（Tylka和Wood-Barcalow 2015a）和功能性欣赏量表（FAS；Alleva等人2017）。所有分析均使用R版本4.2.2（R Core Team 2022）进行，包括lavaan（Rosseel 2012）、semTools（Jorgensen等人2022）和psych（Revelle 2023）软件包。

3 结果
3.1 第一项研究
3.1.1 初步分析
共有327份调查回复，其中25份不完整，9份因理解或注意力问题不符合要求而被剔除，最终样本为293份（占初始回复的90%）。所有BNQ项目均不符合正态性假设，因此使用最大似然估计法和稳健的标准误差。当前研究中所有测量指标的描述性数据和可靠性系数见表2，所有指标的内部一致性均表现为良好到优秀，Cronbach的α和McDonald的ω值介于0.77到0.96之间。

3.1.2 探索性因子分析
KMO指数表明整体和项目层面的样本充分性均合适（0.95，范围0.89–0.97），Bartlett的球形性检验结果显著（χ2(210)=4207.35，p<0.001），支持相关矩阵的因子性。Horn的平行分析建议采用四因子模型。因此，我们探索了包含1到4个因子的模型解决方案。单因子模型的拟合度较差（RMSEA=0.127 [95% CI: 0.118, 0.135]，CFI=0.785，TLI=0.761，SRMR=0.075）。随着增加因子数量，拟合度有所改善：两因子模型勉强可接受（RMSEA=0.083 [95% CI: 0.073, 0.093]，CFI=0.917，TLI=0.897，SRMR=0.043）；三因子模型拟合度良好（RMSEA=0.073 [95% CI: 0.062, 0.084]，CFI=0.944，TLI=0.921，SRMR=0.036）；四因子模型拟合度最佳（RMSEA=0.065 [95% CI: 0.053, 0.076]，CFI=0.961，TLI=0.938，SRMR=0.024）。第四个因子不可解释且载荷较弱，因此采用三因子模型进一步分析BNQ的因子结构。共有9个项目被剔除，包括7个载荷较弱的项目（项目1（λ=0.445）、2（λ=0.181）、3（λ=0.268）、8（λ=0.324）、9（λ=0.374）、19（λ=0.418）、21（λ=0.434）。项目8和9还存在交叉载荷，分别为λ=0.312和λ=0.309。另有两个项目存在冗余：14（λ=0.727）与13（λ=0.790），以及11（λ=0.820）与12（λ=0.912）。最终确定了一组12个项目，这些项目符合三因素模型的要求（RMSEA = 0.072 [95% CI: 0.049, 0.095]，CFI = 0.977，TLI = 0.955，SRMR = 0.021），能够清晰地加载到预先概念性指定的三个因素上，这三个因素分别是：（1）自我价值不依赖于外貌；（2）对身体的感激和关怀；（3）对身体的中立态度。表3展示了按人口统计变量划分的BNQ总分及各因素的描述性统计信息。表3. 研究1：按人口统计变量划分的BNQ的平均值、标准差和信度系数。

3.1.3 信度
BNQ的12个项目总体的内部一致性信度非常优秀（Cronbach's α = 0.93，95% CI: 0.91, 0.94；McDonald's ω = 0.95，95% CI: 0.94, 0.96），所有子量表的信度也都超过了0.86（见表3）。

3.1.4 效度
表4展示了BNQ总分与已建立的身体形象和饮食障碍测量指标之间的相关性。BNQ与BAS-2、BI-AAQ和SCS之间存在强烈的正相关关系，与PA存在较小到中等的正相关关系，与EDE-Q7、OBC-SS和NA存在中等到强的负相关关系。

3.2 第二研究
3.2.1 初步分析
共收到253份调查问卷，其中22份不完整，最终样本量为231份（占初始样本的91.3%）。所有BNQ项目都显示出轻微的偏离正态性。当前研究中所有测量指标的描述性数据和信度系数见表2。所有指标都表现出良好到优秀的内部一致性，Cronbach's α和McDonald's ω的值介于0.93到0.96之间。

3.2.2 验证性因素分析
研究1中确定的三因素、12项的BNQ模型表现出良好的模型拟合度（χ2(51) = 141.245，p < 0.001，robust CFI = 0.959，robust TLI = 0.947，robust RMSEA = 0.104 [90% CI: 0.084, 0.124，SRMR = 0.031）。所有项目都强烈地加载到预期的因素上（标准化载荷：因素1的范围λ = 0.86–0.92；因素2的范围λ = 0.91–0.94；因素3的范围λ = 0.79–0.91，见表5）。修改指数提示可能存在一个潜在的交叉载荷，但考虑到整体拟合度和清晰的理论结构，没有进行事后修改以保持简洁性。为了估计由一般因素相对于三个特定因素解释的方差，指定了一个双因素CFA模型。双因素模型表现出更优的拟合度（χ2(42) = 80.126，p < 0.001，robust CFI = 0.978，robust TLI = 0.966，robust RMSEA = 0.083 [90% CI: 0.060, 0.107，SRMR = 0.022），所有项目都强烈地加载到一般因素上（标准化载荷：一般因素的范围λ = 0.74–0.87），而在每个特定因素上的载荷较弱（标准化载荷：因素1的范围λ = 0.15–0.43；因素2的范围λ = 0.37–0.60；因素3的范围λ = 0.25–0.54）。Omega层次结构（ωh = 0.81）表明81%的可靠方差可归因于一般身体中立因素，三个特定因素也贡献了额外的方差（因素1的ωs = 0.22；因素2的ωs = 0.31；因素3的ωs = 0.21），这表明BNQ可以被视为一个单维量表。表5展示了按人口统计变量划分的BNQ总分及各因素的描述性统计信息。

表6. 研究2：BNQ的标准化CFA因素载荷和平方多重相关性（R2）。
因素1：自我价值不依赖于外貌（5个项目）
- 我的外貌并不能决定我的价值（0.899）
- 我对自己体重和体型的想法和感受不会妨碍我与他人进行强烈、有意义的互动（0.897）
- 我不会让对外貌和体重的感受影响我对自己的看法（0.921）
- 我认为我的外貌只是构成我价值的重要方面之一（0.885）
- 即使我不喜欢自己的外貌，我也不会对自己有负面的评价（0.864）

因素2：对身体的感激和关怀（3个项目）
- 我的身体在保护我并让我最佳运作（0.906）
- 我感激我的身体让我能够参与对我重要的事情（0.940）
- 我对身体功能和能力心存感激（0.919）

因素3：对身体的中立态度（4个项目）
- 即使我对自己身体感觉不好，我也能继续生活（0.788）
- 我能够意识到自己对身体的想法和感受，并能冷静地反思它们（0.883）
- 我能够注意到自己对身体的想法和感受，而不会被它们压倒（0.882）
- 我能够意识到自己对身体的想法和感受，而不会让它们影响我的行为（0.909）

表6. 研究2：按人口统计变量划分的BNQ的平均值、标准差和信度系数。
- 总样本（n = 231）
- 因素1平均值（SD）：3.48（1.05）
- 因素2平均值（SD）：3.85（0.94）
- 因素3平均值（SD）：3.54（0.97）
- 内部信度α，ω：0.93，0.93；0.91，0.91；0.90，0.90；0.95，0.97

3.2.3 信度
BNQ的12个项目总体的内部一致性信度非常优秀（Cronbach's α = 0.95，95% CI: 0.94, 0.96；McDonald's ω = 0.97（95% CI: 0.96, 0.97），所有子量表的信度系数也都超过了0.90（见表6）。

3.2.4 效度
表7展示了BNQ总分与已建立的身体形象和饮食障碍测量指标之间的相关性。BNQ与BAS-2、BI-AAQ和FAS之间存在强烈的正相关关系，与ED-15之间存在强烈的负相关关系。

4 讨论
本研究旨在开发第一个具有心理测量学依据的身体中立性测量工具——身体中立性问卷（BNQ）。EFA和CFA的结果支持BNQ作为一个12项的身体中立性测量工具，其相关因素包括自我价值不依赖于外貌、对身体的感激和关怀以及对身体的中立态度。双因素CFA模型表明身体中立性具有一个强大的一般因素，这三个因素也贡献了有意义的特定方差，支持BNQ的单维性质，并且三个子量表也提供了额外的有意义贡献。最终问卷可以在支持信息中找到。BNQ的构念有效性得到了身体欣赏、身体形象灵活性、功能欣赏和自我同情心的强烈正相关性的支持，同时与体重和体型担忧、饮食障碍、负面情绪和客观化身体监控之间存在负相关关系，这表明身体中立性与积极的身体形象有重要关联。这些发现进一步证实了身体中立性符合更广泛的积极身体形象框架（Tiggemann 2024）。先前的研究也表明，身体中立性与身体接受、功能欣赏和自我同情心等概念有重要的共同点（Mulgrew和Hinz 2024）。观察到的强相关性表明，虽然身体中立性强调情感上的中立性并减少对外貌的关注，但它通过鼓励接受和促进与身体更加平衡、不带评判的关系，与积极的身体形象是一致的。与饮食障碍症状和身体监控的中等负相关性与理论预期一致，即身体中立性减少了对外貌的关注，并促进了更广泛的自我价值（Pellizzer和Wade 2023）。与负面情绪的中等负相关性和与积极情绪的小到中等正相关性反映了身体中立性的核心理念：接受所有与身体相关的情绪，而不仅仅是积极的情绪。总体而言，这些结果支持BNQ在身体形象和饮食障碍相关研究中的收敛效度。先前的定性和理论工作提出身体中立性是其他积极身体形象框架的有意义替代方案（Mulgrew和Hinz 2024；Tiggemann 2024）。尽管当前的积极身体形象框架仍然是一个有价值且常常是人们追求的目标，但对于那些由于饮食障碍、创伤、慢性健康状况或性别焦虑而与身体有复杂关系的人来说，这些框架可能并不现实或难以实现（Cahill等人2025；Perry等人2019）。例如，身体欣赏和身体中立性都是更广泛的适应性身体形象的一部分，但它们在重点和方法上有所不同。身体欣赏包括持有积极的观点、接受和尊重身体（Avalos等人2005），而身体中立性则强调减少对外貌的关注，提倡对身体的感激和关怀、正念，以及将外貌从自我价值中剥离出来（Pellizzer和Wade 2023）。这些概念上的区别体现在项目内容上：BNQ的项目关注身体意识和非基于外貌的自我价值（例如，“我能够意识到自己对身体的想法和感受，而不会让它们影响我的行为”），而BAS-2的项目则包括对外貌的积极感受（例如，“即使我与媒体中的 attractive 人物（如模特、演员）不同，我也觉得自己很美”）。虽然这两个概念高度相关，但这些概念上的区别很重要，因为它们可能满足不同的需求，特别是对于那些因饮食障碍、创伤、慢性健康状况或性别焦虑而对外貌有困扰的人。到目前为止，研究发现身体功能欣赏与积极和消极的身体形象以及饮食障碍的严重程度都有关联（Engel等人2023；Ramesh等人2026）。此外，一项关于身体功能欣赏的定性研究发现，患有饮食障碍的青少年女孩能够欣赏身体的功能和它所能做的事情，而不仅仅关注外貌（Weiland等人2026）。在这项研究中，尽管没有明确要求，仍有部分参与者（58人中的10人）撰写了关于外貌的内容（Weiland等人，2026年）。事实上，临床医生和饮食失调患者都认为，对身体功能的欣赏以及对身体怀有同情心的方法对治疗是有益的补充，但需要确保这些方法能够根据具体情况进行适当调整（Mulgrew等人，2024年）。该领域的新兴文献支持将身体中立性与临床目标相结合，包括对身体功能的欣赏，同时扩展到情感中立性和减少对外貌的关注。在临床实践中，提供多种身体形象评估框架对于帮助患者在其康复过程中取得进展至关重要。尽管这些结果具有参考价值，但必须在考虑多种限制因素的情况下进行解读。首先，焦点小组的样本规模较小，但提供了来自目标人群的重要且有用的见解。其次，专家们评估的是来自现有测量工具的条目，而非本研究过程中新生成的条目。这是一种实用且可行的方法，有助于理解现有类似条目的相关性。尽管专家们的意见对制定这份清单起到了关键作用，但他们并未对最终生成的新条目进行评估。此外，调查主要针对来自西方国家的参与者进行，尽管样本中的文化身份多样性较高。我们鼓励未来的研究在具有不同文化、性别和年龄的群体中对该测量工具进行评估。这套测量工具并未包含评估区分效度的工具；虽然这一决定旨在减轻参与者的负担，但未来的研究应通过引入自我批评等测量工具来弥补这一不足（Gilbert等人，2004年）。最后，两项研究的样本规模都不足以进行跨时间或不同人口群体（如年龄、性别和残疾状况）的不变性检验；虽然我们为了透明度按人口统计变量提供了描述性统计数据，但在缺乏这些群体间确立的不变性的情况下，我们不建议将它们解读为群体差异的证据。未来的研究除了评估BNQ及其对饮食失调、慢性健康状况患者以及非二元性别或跨性别者的预测有效性外，还应考虑这些因素。本研究开发并验证了首个身体中立性测量工具——身体中立性问卷（Body Neutrality Questionnaire，BNQ）。它将身体中立性确立为一个理论基础坚实、多维度的概念，并且在心理测量学上也是可靠的，可能对包括饮食失调风险在内的多种情况具有相关性。研究结果表明，身体中立性作为一个现实、灵活且包容性的框架具有潜力，能够扩展我们对身体形象的理解。这里呈现的结果支持使用总分和三个子量表得分。随着研究的深入，它有可能成为促进与身体建立可持续且富有同情心关系的治疗工具箱中的重要组成部分。

作者贡献：
Laura Edney：正式分析、撰写初稿、审稿和编辑。
Amelia Kimpton：概念化、方法论设计、正式分析、研究实施、撰写初稿。
Tracey D. Wade：撰写、审稿和编辑、概念化、方法论设计、指导。
Charles Goya：验证、审稿和编辑、研究实施。
Mia L. Pellizzer：概念化、方法论设计、正式分析、撰写初稿、审稿和编辑、项目管理和资金获取。

致谢：
本研究的开放获取出版由弗林德斯大学通过Wiley-弗林德斯大学协议（经由澳大利亚大学图书馆员理事会）促成。

资金支持：
本研究得到了弗林德斯大学的支持。

利益冲突声明：
作者声明没有利益冲突。

数据可用性声明：
支持本研究结果的数据可在Open Science Framework网站上公开获取：https://osf.io/fsnw5/overview。