进食自我调节问卷的汉化及其在学龄前儿童中的信效度检验

蔡倩，罗雯，孙欣鑫，陈荣，宋慧子，蔡业鹏，张漪然，廖月霞

（扬州大学护理学院公共卫生学院，江苏 扬州 225009）

进食自我调节能力是受先天和社会化因素影响，对人体内部饥饿线索和饱腹线索做出反应的进食和停止进食的能力[1]。饱食感（satiation）是指在进餐过程中产生的促使进餐停止的感觉，控制食物摄入量；而饱腹感（satiety）是指发生在进餐结束后，抑制继续进食的感觉，控制进食的频率[2]。幼儿先天具有根据这2 种感觉来调节食物摄入量的能力，但受外部社会环境、父母喂养方式等因素影响，这种能力会随年龄增加下降[3-4]。我国6～17 岁儿童青少年的超重肥胖率高达19%，6 岁以下的儿童超重肥胖率则为10.4%[5]，已成为中国亟待解决的公共卫生问题之一。研究表明，进食自我调节能力差的儿童患肥胖症的风险更高，并且会增加其成年后患有慢性代谢性疾病和过早死亡的风险[6-7]。因此，准确评估儿童的进食自我调节能力对预防儿童肥胖和促进儿童长期健康至关重要。目前，国内关于儿童进食自我调节能力的研究鲜有报道，尚无测量儿童进食自我调节能力的评估工具。英文版进食自我调节问卷（Self-regulation of Eating，SRE）由Monnery-Patris 等于2019 年编制，该问卷可客观、准确地评价2～6 周岁儿童进食自我调节情况，具有良好的信效度[8]。本研究拟将进食自我调节问卷翻译为中文，进行跨文化调适，并评估其评估学龄前儿童进食自我调节能力的信度和效度，以形成适合我国学龄前儿童进食自我调节能力的评估工具。

1 研究方法

1.1 进食自我调节问卷介绍 由Monnery-Patris 团队[9]于2019 年开发，用于评估1～5 周岁儿童进食自我调节能力，并将该问卷在2～6 周岁儿童的父亲和母亲中分别进行验证[8]。问卷共2 个维度，10 个条目。在没有饥饿的情况下进食维度，由6 个条目组成，用来评估孩子对外部线索的反应；进食补偿能力维度，由4 个条目组成，反映孩子对内部线索的反应。条目5、条目6、条目10 由家长从3 个选项中选出符合的答案，分值为1～3 分；其余条目采用Likert 5 级评分法，选项为“从不”到“总是”，分值为1～5 分。问卷总分及单维度得分均有意义。问卷总分为10～44 分，得分越高，表示儿童进食自我调节能力越弱；不饥饿进食维度得分为6～26 分，得分越高，表示儿童在没有饥饿的情况下进食水平越高； 进食补偿维度得分为4～18 分，得分越高，表示儿童补偿性进食能力越差。该问卷已被应用于法国2～6 岁的父亲和母亲中[8]，问卷各维度Cronbach α 系数为0.680～0.730。

1.2 问卷的翻译及跨文化调适 研究者与源问卷原作者获得授权后，严格遵循Brislin 翻译模型对问卷进行汉化[10]。（1）直译：由1 名熟练掌握英语的护理学硕士将原问卷翻译为翻译稿-A，再由1 名医学英语老师翻译为翻译稿-B，经研究小组共同讨论修订后确定翻译稿-AB。（2）回译：由不熟悉源问卷的1 名护理学副教授和1 名医学英语教授将翻译稿-AB 回译成英文回译稿-C 和回译稿-D，2 人与研究小组比较、讨论回译稿-C，回译稿-D 和原问卷后形成回译稿-CD。（3）将原问卷、翻译版-AB 和回译版-CD 在研究小组内进行比较、讨论和修改后形成该问卷的中文版进食自我调节问卷初稿。（4）邀请6 名专家（2 名儿科护理专家，2 名儿科临床专家，1 名营养学专家、1 名量表研制专家）根据专业知识和自身工作经验对问卷初稿内容效度进行评定。纳入标准：（1）副高及以上职称；（2）本科及以上学历；（3）8 年以上工作经验；（4）知情同意，并自愿接受函询。采用Likert 4 级评分，函询专家问卷各个条目的内容相关性、清晰度和逻辑性，研究小组成员根据专家意见对问卷进行修正形成中文版进食自我调节问卷。

1.3 预调查 采用便利抽样法，2021 年12 月在扬州市某三级甲等医院儿科门诊选取30 名符合纳入和排除标准的儿童及其父母，使用中文版进食自我调节问卷进行预调查和访谈。考察问卷中有无语意含糊，难以理解的条目。纳入标准：（1）3～6 周岁儿童；（2）儿童家长为主要照顾者，有阅读书写能力；（3）知情同意，自愿参与。排除标准：（1）儿童患有严重身心疾病或影响消化进食的疾病；（2） 参与其他研究。共调查了30 名学龄前儿童及其主要照顾者，现场回收问卷，有效回收率100%。家长均表示问卷内容清晰可懂，易于填写。

1.4 正式调查

1.4.1 研究对象 采用便利抽样方法，于2021 年12 月—2022 年1 月，在仪征市选取市区1 所、农村1 所公立幼儿园的学龄前儿童及其主要照顾者作为研究对象。纳入排除标准同预调查。根据样本量计算公式：，式中N 为样本例数；p 为估计率；α=0.05；Zα/2=1.96；δ 为容许误差，δ=0.1p。据既往文献本研究中取p=0.5[12]，计算样本量N=385，考虑到10%的不合格率，最终确定样本量为424 例。本研究已获扬州大学护理学院伦理委员会批准（YZUHL2021071）。

1.4.2 研究工具

1.4.2.1 一般资料调查表 自行编制，包括儿童性别、是否独生子女、年龄、身高、体质量、居住地、主要照顾人、家庭类型、父母文化程度，儿童是否食物过敏。

1.4.2.2 中文版进食自我调节问卷 （Self-regulation of Eating，SRE） 中文版进食自我调节问卷共2 个维度，9 个条目。不饥饿进食维度，由6 个条目组成，用来评估孩子对外部线索的反应；进食补偿维度，由3 个条目组成，反映孩子对内部线索的反应。条目5、条目6 由家长从3 个选项中选出符合的答案，分值为1～3 分；其余条目采用Likert 5 级评分法，按“从不”到“总是”分别赋值为1～5 分。单个维度得分越高，表明孩子在没有饥饿的情况下进食水平越高，补偿性进食能力越差；总分越高，表示儿童进食自我调节能力越差。

1.4.2.3 儿童饮食行为问卷（Children Eating Behavior Questionnaire, CEBQ） 源问卷由Wadle 等[13]于2001 年开发，用于评价儿童进食行为。薛琨[14]在2012年将其汉化并应用于各个年龄段儿童[15-16]。问卷包括8 个维度，即饮水渴望（3 个条目）、慢食表现（4 个条目）、情绪性少食（4 个条目）、情绪性过食（4 个条目）、食物享受（4 个条目），食物反应（5 个条目）、饱食反应（5 个条目）和挑食偏食（6 个条目），共32 个条目。均采用Likert 5 级评分法，按“从不”到“总是”分别赋值为1～5 分，其中5 个条目为反向计分。问卷按照维度计分，各维度分值越高，表示该类饮食行为越明显。问卷整体Cronbach α 系数为0.741，各维度Cronbach α 系数为0.623～0.796。据报道，儿童饮食行为问卷中的“食物反应”、“饱食反应”与不饥饿下进食和较差的进食补偿能力相关[11]。故本研究选取“食物反应”、“饱食反应”2 个维度作为效标效度。本研究中测得的2 个维度的Cronbach α 系数分别为0.667、0.750。

1.5 资料收集方法 由经过培训的4 名研究人员对幼儿园各班负责老师进行统一指导，告知本次研究调查的人群、目的、意义及注意事项。幼儿园各班负责老师在家长群内采用统一指导语说明调查意义及调查问卷填写要求，获得参与调查儿童家长的知情同意后发放纸质版调查问卷，并在儿童主要照顾者填写完成后回收问卷。2 周后，在样本中随机抽取30 位儿童家长再次进行纸质问卷调查，以评估问卷的重测信度。共发放问卷602 份，回收有效问卷553份，有效回收率为91.9%。

1.6 统计学方法 采用EpiDate 3.1 双人录入数据，采用SPSS 26.0 和Amos 26.0 分析数据。计量资料均符合正态分布，采用均数、标准差描述；计数资料采用频数、构成比描述。采用临界比值法和题总相关法对问卷各条目进行项目分析；采用内容效度、结构效度、效标关联效度评估问卷的效度，采用内部一致性信度、重测信度和折半信度评估问卷的信度；采用独立样本t 检验和单因素方差分析比较不同特征下学龄前儿童进食自我调节能力。以P＜0.05 为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 一般资料 553 名学龄前儿童，其中男294 名（53.2%），女259 名（46.8%）；年龄（4.94±0.87）岁；身高（111.13±6.96）cm；体质量（20.11±3.74）kg；225 名（40.7%）为独生子女；居住地：农村295 名（53.3%），城市258 名（46.7%）；主要照顾者多为父母，371 名（67.5%）；家庭结构：核心家庭186 名（33.7%）、扩大家庭347（62.7%）、其他家庭20 名（3.6%）；父亲文化程度：初中及以下110 名（18.2%）、高中、中专或高职159 名（26.4%）、大学及以上281 名（51.4%）；母亲文化程度：初中及以下129 名（23.3%）、高中、中专或高职152 名（27.5%）、大学及以上272 名（49.2%）；儿童食物过敏42 名（7.6%）。

2.2 项目分析

2.2.1 临界比值法 以中文版进食自我调节问卷总分的前27%及后27%为分界点分为“高分组”和“低分组”，并进行独立样本t 检验，若差异有统计学意义，予以保留；反之，予以删除[17]。本研究中“条目10：我的孩子在饭前1 h 吃了1 个面包或零食后…”差异无统计学意义（P=0.519），予以删除。其余各条目在问卷总分前27%的高分组与后27%的低分组间差异均具有统计学意义（P<0.001），各条目临界比值CR 为5.085～16.260，均符合CR＞3 的判别标准[12]，予以保留。

2.2.2 题总相关法 计算中文版进食自我调节问卷各条目与问卷总分的相关系数进行同质性检验，删除条目与总分相关系数未达到显著水平 （P＞0.05）、两者低相关（相关系数＜0.4）的条目[18]。相关性分析显示，各条目得分与剩余条目总分均呈正相关。除“条目9：孩子在吃完饭后，如果有食物，并且我允许他/她吃…”（r=0.356），其余各条目与总分的相关系数（r=0.496～0.686）均＞0.4，说明条目与整体问卷同质性较高。专家组认为条目9 相关系数略小于0.4，且其在临界比值法中t 值有统计学意义 （t=6.476，P＜0.001），能够达到测量儿童在不饥饿情况下进食的目的且具有临床意义。研究小组结合专家意见，予以保留条目9。

2.3 中文版学龄前儿童进食自我调节问卷的效度分析

2.3.1 内容效度 由6 名专家评估问卷内容效度，条目水平的内容效度指数（individual content validity index，I-CVI）为0.833～1.000，平均问卷水平的内容效度指数（the average scale content validity index，SCVI/Ave）为0.983。

2.3.2 结构效度 将正式测试的有效样本使用SPSS 26.0 将其随机分成2 份，40%样本作为探索性因子分析数据（217 名），60%样本作为验证性因子分析数据（336 名）。

2.3.2.1 探索性因子分析 探索性因子分析结果显示，该问卷KMO 值为0.681，Bartlett’s 球形检验达显著水平（χ2/df=1.233，P＜0.001），说明适合做因子分析。根据进食自我调节定义，限定因子数为2。采用主成分分析法提取2 个公因子，以最大方差法进行因子旋转，累积方差贡献率为52.170%。并按照条目内容对2 个因子进行命名，分别为：不饥饿进食和进食补偿。问卷各条目在原所属维度上因子载荷均＞0.5，各因子具体载荷情况见表1。

表1 中文版进食自我调节问卷探索性因子分析（n=217）

2.3.2.2 验证性因子分析 采用AMOS 26.0，采用最大似然法对各参数进行估计，结果见表2。模型的各项拟合指数达到参考标准[19]，拟合良好。

表2 儿童进食自我调节问卷验证性因子分析结果（n=336）

2.3.3 效标关联效度 本研究采用儿童饮食行为问卷中的食物反应维度，饱食反应维度为效标。食物反应维度的得分为（2.17±0.61）分，饱食维度得分为（2.73±0.61）分。Pearson 相关性分析结果显示，中文版进食自我调节问卷不饥饿进食维度得分与食物反应维度得分呈正相关（r=0.414，P＜0.001），中文版进食自我调节问卷进食补偿维度得分与饱食反应维度得分呈正相关（r=0.571，P＜0.001）。见表3。

表3 儿童进食自我调节问卷及各维度与食物反应、饱食反应的相关性（n=533）

2.4 中文版学龄前儿童进食自我调节问卷信度分析

中文版SRE 问卷共9 个条目，问卷整体Cronbach α系数为0.759，2 个维度Cronbach α 系数分别为0.675、0.755。研究者团队于2 周后对随机抽取的30 名学龄前儿童家长进行重测，问卷重测信度为0.756。

3 讨论

3.1 中文版进食自我调节问卷具有良好的效度本研究采用内容效度、结构效度和效标效度进行效度评价。中文版进食自我调节问卷各条目的内容效度指数为0.833～1.000，问卷的内容效度指数为0.983，条目符合测量目的和要求，具有较好的内容效度，能够有效评估学龄前儿童进食自我调节能力。在结构效度中，根据进食自我调节能力的定义，不饥饿进食和进食补偿是进食调节下2 种独立的行为[9]，故限定因子数为2，所得条目分布与原问卷维度一致[9]，且各条目因子载荷均＞0.5，累积方差贡献率＞50%，均达到标准[20]；表明该问卷结构效度好。

一般认为效标效度相关系数越大表示问卷的效标效度越好[21]，本研究问卷与校标问卷呈中等程度相关（r=0.414，r=0.571），说明本问卷校标效度良好。但本研究效标效度不到0.7，分析原因是由于测量内容和对象与校标问卷有所区别，进食自我调节问卷中的非饥饿下进食维度测量儿童面对已有的外部食物线索所产生的进食行为，而儿童饮食行为问卷中的食物反应更强调儿童主动对食物的渴求和进食的反应程度； 进食自我调节问卷中进食补偿维度测量的是儿童能否根据餐前摄入预负荷的能量含量来调整进食过程中食物的摄入量，来评估儿童是否吃得过多，吃得不足，或能否准确地补偿先前的摄入量，而儿童饮食行为问卷中的饱腹反应在进餐过程，仅观察食物摄入量是否减少来衡量饱腹反应，两个问卷的两个维度侧重点略有不同[22]。与效标问卷相比，中文版进食自我调节问卷结构更加清晰，定义更加明确，条目更加简短，大型流行病学研究和干预研究中具有明显的优势，且能够对非饥饿的情况下进食和进食补偿能力的评估进行有益补充。

3.2 中文版进食自我调节问卷的信度良好 本研究使用Cronbach α 系数、重测信度、折半信度等来表示。Cronbach α 系数越大表示各条目内在一致性越高。本研究中，中文版进食自我调节问卷的Cronbach α 系数为0.759，提示该问卷有较好的内部一致性；2 个维度信度分别为0.675、0.755，一般认为分维度信度最好在0.7 以上，0.6～0.7 可以接受[12]。本问卷分维度信度一般，分析原因可能是问卷由家长在家中自行填写，并非当面收集，导致信度不高；此外问卷分维度条目较少也可能影响问卷信度。折半信度为0.701，提示问卷内部的关联性可靠，2 周后的重测信度为0.756，表明该问卷时间稳定性较好。

3.3 中文版进食自我调节问卷具有良好的实用性本研究严格遵循问卷引进原则，经翻译、回译和跨文化调试等形成中文版进食自我调节问卷，并对其在学龄前儿童中应用的信效度进行检验，将会是儿童饮食行为与肥胖预防的有益补充。问卷总分及单维度得分均有意义，总分越高，表示儿童进食自我调节能力越差；非饥饿进食维度得分越高，表示儿童在没有饥饿的情况下进食水平越高； 进食补偿维度得分越高，表示儿童补偿性进食能力越差。从小培养健康的进食行为是预防儿童超重和肥胖的重要方法，并且在生命早期直至学龄前最有效[23]。随着孩子年龄的增长和更多的自主权的获得，他们能够做出自己的食物选择、控制进食量和进食频率。因而，使用经过验证的工具早期认识和评估儿童调节能量摄入的能力，对制定更有效的循证策略来改善儿童饮食和预防肥胖至关重要。

4 本研究的不足

本研究只选择了扬州市部分幼儿园的学龄前儿童的主要照顾者作为调查对象，样本来源相对单一；其次，本研究结果为自我报告形式可能会产生一定的结果偏倚，限制研究结果的推广性。今后研究可扩展至其他年龄段儿童并多地区、多中心进行调查，确定儿童进食自我调节现状，并进一步检验问卷的适用性。