使用成人饮食行为问卷评估中国年轻人的食欲特征:因素结构、性别不变性和潜在均值差异，以及与BMI的关联外文翻译资料

 2023-03-25 21:06:55

使用成人饮食行为问卷评估中国年轻人的食欲特征:因素结构、性别不变性和潜在均值差异，以及与BMI的关联

何金波、孙盛宴、HanaF.Zickgraf、JordanM.Ellis和樊锡涛

摘要：本研究调查了中国年轻人的成人饮食行为问卷（C-AEBQ）的新中文译本（n=1,068，52.57%为女性）的因子结构，度量可靠性，跨性别的度量不变性以及潜在的性别均值差异。还探讨了通过AEBQ评估的食欲特征与BMI之间的关联。本样本支持先前建立的AEBQ的八因素模型。C-AEBQ在性别之间具有很强的测量不变性。Cronbach对C-AEBQ的八个分量表的alpha估计值范围为0.76至0.97，而该分量表的重测信度系数为0.50至0.77。C-AEBQ具有足够的收敛性和发散性，并得到了C-AEBQ和三因素饮食调查表之间理论上的预期相关性的支持。此外，饱腹感，进食缓慢和食物烦躁与体重指数成反比。总体而言，C-AEBQ似乎是一种心理上合理的工具，可作为衡量中国年轻人食欲特征的综合手段。

关键词：成人饮食行为问卷（AEBQ），饮食特征，肥胖，验证，中文

在过去的几十年中，肥胖症的上升一直是世界范围内的主要公共卫生问题，包括中国。在中国，根据一项大规模的全国性调查的结果，15至49岁的中国男性超重（包括肥胖）的患病率为33.8％（肥胖为6.3％），而20至49岁的中国女性为24.8％（肥胖为4.8％）。超重和肥胖的患病率也有显着增加的趋势。饮食失调也是全球公共卫生问题。尽管饮食失调在西方社会已得到广泛研究，但在中国尚未引起足够的研究关注。基于对中国饮食失调的有限研究，饮食失调的患病率越来越高，与西方社会越来越相似。例如，一项针对中国青少年和年轻成年人的大规模调查发现，支持饮食障碍完整标准的患病率为2.3%。

肥胖和食欲特质

肥胖和食欲特征肥胖通常是能量摄入和消耗不平衡的结果；也就是说，随着时间的推移，持续的能量过剩导致体重增加。个人的能量摄入与他们的饮食行为直接相关，其受环境和文化的影响，也受个人层面的因素如饮食行为(即饮食失调和食欲特征)和进食行为可能介导或未介导的遗传风险。食欲特质是因内在和外在刺激（例如，食物或与食物相关的提示的存在，生理饥饿/饱腹感，负面影响）和/或可利用的特性而增加或减少食物摄入量趋势的个体差异。食欲性状很早就出现，并且具有中度至高度可遗传性，但是有证据表明，与食欲性状相关的反应倾向是可以改变的。如果在给定的人群中使用经过验证的手段识别出与体重相关的食欲性状，可以采用旨在改变这些性状的干预措施来影响个体或更大群体的体重状况。

饮食失调和食欲特征

与饮食失调症状相反，食欲特质分布在整个人群中，并且它们相关的反应倾向并不是固有的问题或病态。然而，一些食欲性状似乎是饮食失调的危险因素，包括暴饮暴食（例如，食物反应性，情绪暴饮暴食，饱腹感水平低）和回避/限制性食物摄入障碍（例如，食物挑剔，通常被称为“挑剔饮食”或“选择性/新恐惧饮食”，饱腹感，低水平的饮食享受）。此外，有研究结果表明，在亚洲国家，所谓的“脱脂恐惧症厌食症”的患病率更高，由于担心肥胖而与故意限制热量无关的无序饮食行为的研究可能与该人群中除肥胖之外的低体重饮食障碍的研究特别相关。因此，很明显需要评估食欲特征是如何相互联系的，以及作为饮食行为的非问题特征，食欲特征是如何导致饮食失调的。

当前的研究

几种与饮食行为有关的自我报告工具已在中文中得到验证，包括饮食失调问题调查问卷，饮食态度测验26，三因素饮食调查表和夜间饮食调查表。但是，这些措施要么评估与饮食特征相反的饮食失调症状，要么评估与能量摄入过多而不是不足相关的有限的饮食特征，并且它们并未测量与饮食多样性不足有关的饮食行为。因此，迄今为止，还没有针对中国成年人的评估与食物选择和能量摄入相关的非病理性饮食特征的措施。据我们所知，成人饮食行为问卷（AEBQ）是目前可用于评估成年人自我报告的食欲特征的最全面的量度（Hunot等人，2016）。因此，我们选择翻译AEBQ以评估中国成年人的食欲特征。

AEBQ改编自儿童饮食行为问卷（CEBQ），将CEBQ的回答格式从父母报告更改为自我报告，并对适应项进行了讨论和进一步完善。由临床心理学，行为科学和营养学专家小组组成。AEBQ旨在评估八个成年人的食欲特质，并探讨食欲特质与体重指数（BMI）之间的关联。AEBQ评估的八个特质包括四个饮食方法特质（即饥饿，食物反应性，情绪性暴饮暴食和对食物的享受）和四个食物回避性格特征（饱满度，情绪低下，食物狂躁和进食缓慢），与CEBQ一致。在儿童时期，与食物摄入量增加相关的食欲性状与肥胖同时发生有关，并且与体重增加有关。另一方面，通常发现饱腹感，缓慢进食和情绪低落会减轻体重增加/肥胖，并且在某些情况下是体重过轻的危险因素。由于AEBQ相对较新，迄今为止，只有两项研究探索了非临床样本中其与肥胖的关系。在来自英国和澳大利亚的两个成年样本中，食物的性状（饥饿除外）与自我报告的体重和身高得出的体重指数呈正相关，而避免食物的性状（除外）食物疲劳感）与BMI呈负相关。

非西方社会如中国AEBQ的心理测量学特性还有待研究。给出了一些初步的证据，表明成人饮食紊乱和无序饮食行为的特征存在跨文化差异，非问题饮食行为的特征和可能的关联的潜在跨文化差异也是令人感兴趣的。例如，中国文化被认为是以集体主义为特征，而西方社会主要是个人主义。研究发现，集体主义和个人主义对自我控制的个体差异有影响，中国参与者比美国参与者报告更高的行为自我控制。考虑到自控力与进食行为密切相关，尤其是与食物接近特质相关的那些行为(如情绪化进食、暴饮暴食、失控暴饮暴食)，有可能中国人可能有较低水平的四个食物接近的特点，由AEBQ(C-AEBQ)的中文翻译衡量。与西方参与者相比，中国人吃饭慢的程度可能更高，这也是可能的，因为中国烹饪文化认为慢吃是健康和优雅的。为了更好地理解食欲特征以及食欲特征与肥胖和饮食障碍之间的潜在文化差异，显然需要将AEBQ翻译成中文，并检验AEBQ在非西方社会(如中国)中使用的心理测量学特性。

某些食欲特征存在性别差异(例如，男性在情绪暴饮暴食方面得分较低)。因此，重要的是检验男性和女性的不同项目反应是否反映了测量特征典型水平的真实性别差异，或者它们是否反映了反应倾向或项目解释的差异。然而，这一信息并没有包括在AEBQ的三个已发表的验证研究中。因此，当前研究的另一个目的是检验AEBQ在不同性别群体中的测量不变性和潜在的平均差异。具体来说，我们假设如下:(1)C-AEBQ将显示类似于先前研究中显示的因子结构，因为食欲性状似乎是相对普遍的和高度遗传决定的；(2)由于缺乏以前对AEBQ的不变性研究，对C-AEBQ的测量不变性分析是探索性的，没有具体的假设；(3)我们期望广泛复制C-AEBQ量表相互关联的模式，以及与身体质量指数量表的关联，如之前西方样本所示。然而，鉴于有证据表明食欲特征的表达可能受到文化的影响，我们没有关于这些影响是否具有与在西方样本(例如，美国、英国和澳大利亚)中发现的相似程度的具体假设。

我们有几个关于收敛和发散效度的额外假设，这些假设扩展了先前的AEBQ文献:(TFEQ的认知限制与C-AEBQ的食欲特征关系很弱或几乎没有关系。这一假设是基于这样的考虑，即TFEQ的认知抑制评估了限制食物消费以控制体重的倾向，但食欲特征不涉及有意的体重控制行为；(TFEQ上的无节制进食，测量开始进食后经历失控的趋势，与C-AEBQ的食物接近分量表正相关，但与C-AEBQ的食物回避分量表负相关；(TFEQ的情绪进食，其测量为了应对情绪而暴饮暴食的倾向，将与C-AEBQ的情绪暴饮暴食强烈地正相关，但是与C-AEBQ的情绪饱食负相关。

方法

程序和参与者 本研究的参与者是从浙江(中国南部)和辽宁(中国北部)两个省的两所大学的本科生中招募的。该研究方案由该大学的研究和开发管理办公室批准，所有参与者都提供了知情同意书。最终样本包括1068名大学生，其中浙江省和辽宁省分别有506名和562名大学生。两个样本在女性比例(浙江为55.12%，辽宁为51.02%，chi;2=2.18，p=.14)和平均年龄(浙江为20.15%，辽宁为20.08%，t=1.17，p=.24)方面没有显著差异。因此，这两个样本被合并并用于随后的数据分析。在全部样本中，自报的体重和身高测量值用于身体质量指数计算，参与者的身体质量指数范围为14.30至36.89kg/m2，平均值(SD)为21.11(3.10)kg/m2，与中国青壮年的平均身体质量指数22.10kg/m2相似(即平均年龄为20岁；曾等，2014)。基于中国成年人身体质量指数的截断值(即体重不足lt;18.5，正常体重18.5-23.9，超重24-27.9，肥胖gt;28kg/m2；周，2002)，总样本中体重不足者占19.8%，正常体重者占63.3%，超重者占12.7%，肥胖者占3.3%。为了建立C-AEBQ的重测信度，101名参与者的子样本在首次给药后4周重新进行了调查。这些参与者的所有信息都是通过纸笔调查获得的。

测量 成人饮食行为问卷的中文翻译。基于标准翻译和反向翻译程序，AEBQ的英文版首先被翻译成中文，这是基于三名在健康心理学领域具有较高英语水平的中国博士生的合作努力。反向翻译是由第四个临床心理学领域的双语(英语，汉语)博士生进行的，他以前对AEBQ没有任何了解。然后，回译版本由AEBQ的开发人员审查。根据开发人员的意见，进行了相关修改，以便翻译版本更好地反映仪器的原始版本。之后，修订版被用于一个由10名大学生组成的焦点小组，他们来自健康心理学的一个班级。根据学生的反馈，进一步做了一些微小的语言修改，以提高翻译版本的清晰度。然后，C-AEBQ的35个项目被最终确定并用于随后的研究。

三因素饮食问卷TFEQ是一种广泛使用的自我报告问卷，用于评估饮食紊乱行为。本研究采用了中国版的18题TFEQ(施等，2011)。这些回答用李克特量表来衡量，范围从1(完全正确)到4(完全错误)。TFEQ-18评估了饮食行为的3个领域:认知约束、无节制饮食和情绪化饮食(在假设部分描述了这三个领域)。在目前的研究中，TFEQ-18显示出良好的可靠性，认知限制、无节制饮食和情绪化饮食的每个维度的克朗巴赫alpha;分别为0.83、0.86和0.92。

数据分析 当前研究中的数据分析是通过R版本3.5.0进行的(R核心团队，2018)。首先，将总样本(N=1，068)随机对半分成两个大致相等的子样本，一个用于探索性因子分析(EFA),另一个用于验证性因子分析(CFA)。使用Psych软件包版本1.8.4进行EFA，使用Oblimin旋转和普通最小二乘估计器。EFA基于非参数多表相关，这是一种适用于Likert型量表中有序数据的方法。要保留的因素数量通过平行分析确定。大于0.4的因子载荷被认为是足够的。

使用R“lavaan”软件包版本0.6-2，在样本的后半部分确认了来自EFA的因子结构。采用了均值和方差调整的加权最小二乘估计量，该估计量已被证明优于Likert型评级量表的其他估计方法。为了评估模型拟合度，我们使用了比较拟合指数(CFI)、Tucker-Lewis指数(TLI)、近似均方根误差(RMSEA)和标准化均方根残差(SRMR)。根据胡和本特勒(1999)，CFI和TLI的值大于0.90是可以接受的，大于0.95表明模型拟合良好；对于RMSEA，小于0.08的值是可接受的，小于0.05的值是好的；对于SRMR，小于0.08的值是可接受的，小于0.06的值是好的。

评估了不同性别组间的测量不变性。构形不变性、度量不变性(或弱不变性)和标量不变性(或强不变性)的测试；用于评估逐渐增强的测量不变性。更具体地说，配置不变性测试基本模型结构是否跨组不变。度量不变性，同时假设配置不变性，测试因素负载是否跨组不变。最后，在假设配置和度量不变性的同时，标量不变性测试项目的截距在各组中是否相同。根据以往文献，CFIlt;0.010和delta;RMSEAlt;0.015表明不同组之间的测量不变性。在显示各组之间的标量不变性后，进行了性别组之间潜在平均差异的后续测试。在该分析中，一组的潜在平均值被限制为零，而另一组的潜在平均值被自由估计，之后评估潜在平均值之间差异的统计显著性(即，z大于1.96表示p=.05时的统计显著性)。

计算了基于多元相关性的Cronbachalpha;值，以评估C-AEBQ的内部一致性。Cronbach的alpha;值大于0.70被认为是适当的。AEBQ的测试-重测信度使用组内相关性，ICC值在0.50和0.75之间表示中等可靠性，大于0.75的值表示良好可靠性。由于重复测量不能被视为随机样本，正如Watkins和Portney所建议的那样，使用“双向混合效应”模型来评估ICC。

通过调查C-APEQ和TFEQ之间的皮尔逊相关系数来测量收敛和发散效度。皮尔逊的相关性，C-AEBQ和身体质量指数之间的联系也进行了探讨。此外，通过使用R“cocor”软件包，还进行了某些相关性之间的统计比较。

结果

探索性因素分析

图1.并行分析（n=534）。

对平行分析图(图1)的解释支持七因素解决方案，将饥饿和食物反应性项目合并成一个单一的量表(饥饿-食物反应性)。全民教育的调查结果与AEBQ最初开发中的全民教育结果一致(Hunot等人，2016年)。全民教育结果显示，所有35个项目加载了他们的预期因素，与65%的总方

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