蔡倩，羅雯，孫欣鑫，陳榮，宋慧子，蔡業(yè)鵬，張漪然，廖月霞

（揚州大學(xué)護理學(xué)院公共衛(wèi)生學(xué)院，江蘇 揚州 225009）

進食自我調(diào)節(jié)能力是受先天和社會化因素影響，對人體內(nèi)部饑餓線索和飽腹線索做出反應(yīng)的進食和停止進食的能力[1]。飽食感（satiation）是指在進餐過程中產(chǎn)生的促使進餐停止的感覺，控制食物攝入量；而飽腹感（satiety）是指發(fā)生在進餐結(jié)束后，抑制繼續(xù)進食的感覺，控制進食的頻率[2]。幼兒先天具有根據(jù)這2 種感覺來調(diào)節(jié)食物攝入量的能力，但受外部社會環(huán)境、父母喂養(yǎng)方式等因素影響，這種能力會隨年齡增加下降[3-4]。我國6～17 歲兒童青少年的超重肥胖率高達19%，6 歲以下的兒童超重肥胖率則為10.4%[5]，已成為中國亟待解決的公共衛(wèi)生問題之一。研究表明，進食自我調(diào)節(jié)能力差的兒童患肥胖癥的風(fēng)險更高，并且會增加其成年后患有慢性代謝性疾病和過早死亡的風(fēng)險[6-7]。因此，準確評估兒童的進食自我調(diào)節(jié)能力對預(yù)防兒童肥胖和促進兒童長期健康至關(guān)重要。目前，國內(nèi)關(guān)于兒童進食自我調(diào)節(jié)能力的研究鮮有報道，尚無測量兒童進食自我調(diào)節(jié)能力的評估工具。英文版進食自我調(diào)節(jié)問卷（Self-regulation of Eating，SRE）由Monnery-Patris 等于2019 年編制，該問卷可客觀、準確地評價2～6 周歲兒童進食自我調(diào)節(jié)情況，具有良好的信效度[8]。本研究擬將進食自我調(diào)節(jié)問卷翻譯為中文，進行跨文化調(diào)適，并評估其評估學(xué)齡前兒童進食自我調(diào)節(jié)能力的信度和效度，以形成適合我國學(xué)齡前兒童進食自我調(diào)節(jié)能力的評估工具。

1 研究方法

1.1 進食自我調(diào)節(jié)問卷介紹 由Monnery-Patris 團隊[9]于2019 年開發(fā)，用于評估1～5 周歲兒童進食自我調(diào)節(jié)能力，并將該問卷在2～6 周歲兒童的父親和母親中分別進行驗證[8]。問卷共2 個維度，10 個條目。在沒有饑餓的情況下進食維度，由6 個條目組成，用來評估孩子對外部線索的反應(yīng)；進食補償能力維度，由4 個條目組成，反映孩子對內(nèi)部線索的反應(yīng)。條目5、條目6、條目10 由家長從3 個選項中選出符合的答案，分值為1～3 分；其余條目采用Likert 5 級評分法，選項為“從不”到“總是”，分值為1～5 分。問卷總分及單維度得分均有意義。問卷總分為10～44 分，得分越高，表示兒童進食自我調(diào)節(jié)能力越弱；不饑餓進食維度得分為6～26 分，得分越高，表示兒童在沒有饑餓的情況下進食水平越高； 進食補償維度得分為4～18 分，得分越高，表示兒童補償性進食能力越差。該問卷已被應(yīng)用于法國2～6 歲的父親和母親中[8]，問卷各維度Cronbach α 系數(shù)為0.680～0.730。

1.2 問卷的翻譯及跨文化調(diào)適 研究者與源問卷原作者獲得授權(quán)后，嚴格遵循Brislin 翻譯模型對問卷進行漢化[10]。（1）直譯：由1 名熟練掌握英語的護理學(xué)碩士將原問卷翻譯為翻譯稿-A，再由1 名醫(yī)學(xué)英語老師翻譯為翻譯稿-B，經(jīng)研究小組共同討論修訂后確定翻譯稿-AB。（2）回譯：由不熟悉源問卷的1 名護理學(xué)副教授和1 名醫(yī)學(xué)英語教授將翻譯稿-AB 回譯成英文回譯稿-C 和回譯稿-D，2 人與研究小組比較、討論回譯稿-C，回譯稿-D 和原問卷后形成回譯稿-CD。（3）將原問卷、翻譯版-AB 和回譯版-CD 在研究小組內(nèi)進行比較、討論和修改后形成該問卷的中文版進食自我調(diào)節(jié)問卷初稿。（4）邀請6 名專家（2 名兒科護理專家，2 名兒科臨床專家，1 名營養(yǎng)學(xué)專家、1 名量表研制專家）根據(jù)專業(yè)知識和自身工作經(jīng)驗對問卷初稿內(nèi)容效度進行評定。納入標準：（1）副高及以上職稱；（2）本科及以上學(xué)歷；（3）8 年以上工作經(jīng)驗；（4）知情同意，并自愿接受函詢。采用Likert 4 級評分，函詢專家問卷各個條目的內(nèi)容相關(guān)性、清晰度和邏輯性，研究小組成員根據(jù)專家意見對問卷進行修正形成中文版進食自我調(diào)節(jié)問卷。

1.3 預(yù)調(diào)查 采用便利抽樣法，2021 年12 月在揚州市某三級甲等醫(yī)院兒科門診選取30 名符合納入和排除標準的兒童及其父母，使用中文版進食自我調(diào)節(jié)問卷進行預(yù)調(diào)查和訪談?？疾靻柧碇杏袩o語意含糊，難以理解的條目。納入標準：（1）3～6 周歲兒童；（2）兒童家長為主要照顧者，有閱讀書寫能力；（3）知情同意，自愿參與。排除標準：（1）兒童患有嚴重身心疾病或影響消化進食的疾??；（2） 參與其他研究。共調(diào)查了30 名學(xué)齡前兒童及其主要照顧者，現(xiàn)場回收問卷，有效回收率100%。家長均表示問卷內(nèi)容清晰可懂，易于填寫。

1.4 正式調(diào)查

1.4.1 研究對象 采用便利抽樣方法，于2021 年12 月—2022 年1 月，在儀征市選取市區(qū)1 所、農(nóng)村1 所公立幼兒園的學(xué)齡前兒童及其主要照顧者作為研究對象。納入排除標準同預(yù)調(diào)查。根據(jù)樣本量計算公式：，式中N 為樣本例數(shù)；p 為估計率；α=0.05；Zα/2=1.96；δ 為容許誤差，δ=0.1p。據(jù)既往文獻本研究中取p=0.5[12]，計算樣本量N=385，考慮到10%的不合格率，最終確定樣本量為424 例。本研究已獲揚州大學(xué)護理學(xué)院倫理委員會批準（YZUHL2021071）。

1.4.2 研究工具

1.4.2.1 一般資料調(diào)查表 自行編制，包括兒童性別、是否獨生子女、年齡、身高、體質(zhì)量、居住地、主要照顧人、家庭類型、父母文化程度，兒童是否食物過敏。

1.4.2.2 中文版進食自我調(diào)節(jié)問卷 （Self-regulation of Eating，SRE） 中文版進食自我調(diào)節(jié)問卷共2 個維度，9 個條目。不饑餓進食維度，由6 個條目組成，用來評估孩子對外部線索的反應(yīng)；進食補償維度，由3 個條目組成，反映孩子對內(nèi)部線索的反應(yīng)。條目5、條目6 由家長從3 個選項中選出符合的答案，分值為1～3 分；其余條目采用Likert 5 級評分法，按“從不”到“總是”分別賦值為1～5 分。單個維度得分越高，表明孩子在沒有饑餓的情況下進食水平越高，補償性進食能力越差；總分越高，表示兒童進食自我調(diào)節(jié)能力越差。

1.4.2.3 兒童飲食行為問卷（Children Eating Behavior Questionnaire, CEBQ） 源問卷由Wadle 等[13]于2001 年開發(fā)，用于評價兒童進食行為。薛琨[14]在2012年將其漢化并應(yīng)用于各個年齡段兒童[15-16]。問卷包括8 個維度，即飲水渴望（3 個條目）、慢食表現(xiàn)（4 個條目）、情緒性少食（4 個條目）、情緒性過食（4 個條目）、食物享受（4 個條目），食物反應(yīng)（5 個條目）、飽食反應(yīng)（5 個條目）和挑食偏食（6 個條目），共32 個條目。均采用Likert 5 級評分法，按“從不”到“總是”分別賦值為1～5 分，其中5 個條目為反向計分。問卷按照維度計分，各維度分值越高，表示該類飲食行為越明顯。問卷整體Cronbach α 系數(shù)為0.741，各維度Cronbach α 系數(shù)為0.623～0.796。據(jù)報道，兒童飲食行為問卷中的“食物反應(yīng)”、“飽食反應(yīng)”與不饑餓下進食和較差的進食補償能力相關(guān)[11]。故本研究選取“食物反應(yīng)”、“飽食反應(yīng)”2 個維度作為效標效度。本研究中測得的2 個維度的Cronbach α 系數(shù)分別為0.667、0.750。

1.5 資料收集方法 由經(jīng)過培訓(xùn)的4 名研究人員對幼兒園各班負責老師進行統(tǒng)一指導(dǎo)，告知本次研究調(diào)查的人群、目的、意義及注意事項。幼兒園各班負責老師在家長群內(nèi)采用統(tǒng)一指導(dǎo)語說明調(diào)查意義及調(diào)查問卷填寫要求，獲得參與調(diào)查兒童家長的知情同意后發(fā)放紙質(zhì)版調(diào)查問卷，并在兒童主要照顧者填寫完成后回收問卷。2 周后，在樣本中隨機抽取30 位兒童家長再次進行紙質(zhì)問卷調(diào)查，以評估問卷的重測信度。共發(fā)放問卷602 份，回收有效問卷553份，有效回收率為91.9%。

1.6 統(tǒng)計學(xué)方法 采用EpiDate 3.1 雙人錄入數(shù)據(jù)，采用SPSS 26.0 和Amos 26.0 分析數(shù)據(jù)。計量資料均符合正態(tài)分布，采用均數(shù)、標準差描述；計數(shù)資料采用頻數(shù)、構(gòu)成比描述。采用臨界比值法和題總相關(guān)法對問卷各條目進行項目分析；采用內(nèi)容效度、結(jié)構(gòu)效度、效標關(guān)聯(lián)效度評估問卷的效度，采用內(nèi)部一致性信度、重測信度和折半信度評估問卷的信度；采用獨立樣本t 檢驗和單因素方差分析比較不同特征下學(xué)齡前兒童進食自我調(diào)節(jié)能力。以P＜0.05 為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 一般資料 553 名學(xué)齡前兒童，其中男294 名（53.2%），女259 名（46.8%）；年齡（4.94±0.87）歲；身高（111.13±6.96）cm；體質(zhì)量（20.11±3.74）kg；225 名（40.7%）為獨生子女；居住地：農(nóng)村295 名（53.3%），城市258 名（46.7%）；主要照顧者多為父母，371 名（67.5%）；家庭結(jié)構(gòu)：核心家庭186 名（33.7%）、擴大家庭347（62.7%）、其他家庭20 名（3.6%）；父親文化程度：初中及以下110 名（18.2%）、高中、中?；蚋呗?59 名（26.4%）、大學(xué)及以上281 名（51.4%）；母親文化程度：初中及以下129 名（23.3%）、高中、中?；蚋呗?52 名（27.5%）、大學(xué)及以上272 名（49.2%）；兒童食物過敏42 名（7.6%）。

2.2 項目分析

2.2.1 臨界比值法 以中文版進食自我調(diào)節(jié)問卷總分的前27%及后27%為分界點分為“高分組”和“低分組”，并進行獨立樣本t 檢驗，若差異有統(tǒng)計學(xué)意義，予以保留；反之，予以刪除[17]。本研究中“條目10：我的孩子在飯前1 h 吃了1 個面包或零食后…”差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P=0.519），予以刪除。其余各條目在問卷總分前27%的高分組與后27%的低分組間差異均具有統(tǒng)計學(xué)意義（P<0.001），各條目臨界比值CR 為5.085～16.260，均符合CR＞3 的判別標準[12]，予以保留。

2.2.2 題總相關(guān)法 計算中文版進食自我調(diào)節(jié)問卷各條目與問卷總分的相關(guān)系數(shù)進行同質(zhì)性檢驗，刪除條目與總分相關(guān)系數(shù)未達到顯著水平 （P＞0.05）、兩者低相關(guān)（相關(guān)系數(shù)＜0.4）的條目[18]。相關(guān)性分析顯示，各條目得分與剩余條目總分均呈正相關(guān)。除“條目9：孩子在吃完飯后，如果有食物，并且我允許他/她吃…”（r=0.356），其余各條目與總分的相關(guān)系數(shù)（r=0.496～0.686）均＞0.4，說明條目與整體問卷同質(zhì)性較高。專家組認為條目9 相關(guān)系數(shù)略小于0.4，且其在臨界比值法中t 值有統(tǒng)計學(xué)意義 （t=6.476，P＜0.001），能夠達到測量兒童在不饑餓情況下進食的目的且具有臨床意義。研究小組結(jié)合專家意見，予以保留條目9。

2.3 中文版學(xué)齡前兒童進食自我調(diào)節(jié)問卷的效度分析

2.3.1 內(nèi)容效度 由6 名專家評估問卷內(nèi)容效度，條目水平的內(nèi)容效度指數(shù)（individual content validity index，I-CVI）為0.833～1.000，平均問卷水平的內(nèi)容效度指數(shù)（the average scale content validity index，SCVI/Ave）為0.983。

2.3.2 結(jié)構(gòu)效度 將正式測試的有效樣本使用SPSS 26.0 將其隨機分成2 份，40%樣本作為探索性因子分析數(shù)據(jù)（217 名），60%樣本作為驗證性因子分析數(shù)據(jù)（336 名）。

2.3.2.1 探索性因子分析 探索性因子分析結(jié)果顯示，該問卷KMO 值為0.681，Bartlett’s 球形檢驗達顯著水平（χ2/df=1.233，P＜0.001），說明適合做因子分析。根據(jù)進食自我調(diào)節(jié)定義，限定因子數(shù)為2。采用主成分分析法提取2 個公因子，以最大方差法進行因子旋轉(zhuǎn)，累積方差貢獻率為52.170%。并按照條目內(nèi)容對2 個因子進行命名，分別為：不饑餓進食和進食補償。問卷各條目在原所屬維度上因子載荷均＞0.5，各因子具體載荷情況見表1。

表1 中文版進食自我調(diào)節(jié)問卷探索性因子分析（n=217）

2.3.2.2 驗證性因子分析 采用AMOS 26.0，采用最大似然法對各參數(shù)進行估計，結(jié)果見表2。模型的各項擬合指數(shù)達到參考標準[19]，擬合良好。

表2 兒童進食自我調(diào)節(jié)問卷驗證性因子分析結(jié)果（n=336）

2.3.3 效標關(guān)聯(lián)效度 本研究采用兒童飲食行為問卷中的食物反應(yīng)維度，飽食反應(yīng)維度為效標。食物反應(yīng)維度的得分為（2.17±0.61）分，飽食維度得分為（2.73±0.61）分。Pearson 相關(guān)性分析結(jié)果顯示，中文版進食自我調(diào)節(jié)問卷不饑餓進食維度得分與食物反應(yīng)維度得分呈正相關(guān)（r=0.414，P＜0.001），中文版進食自我調(diào)節(jié)問卷進食補償維度得分與飽食反應(yīng)維度得分呈正相關(guān)（r=0.571，P＜0.001）。見表3。

表3 兒童進食自我調(diào)節(jié)問卷及各維度與食物反應(yīng)、飽食反應(yīng)的相關(guān)性（n=533）

2.4 中文版學(xué)齡前兒童進食自我調(diào)節(jié)問卷信度分析

中文版SRE 問卷共9 個條目，問卷整體Cronbach α系數(shù)為0.759，2 個維度Cronbach α 系數(shù)分別為0.675、0.755。研究者團隊于2 周后對隨機抽取的30 名學(xué)齡前兒童家長進行重測，問卷重測信度為0.756。

3 討論

3.1 中文版進食自我調(diào)節(jié)問卷具有良好的效度本研究采用內(nèi)容效度、結(jié)構(gòu)效度和效標效度進行效度評價。中文版進食自我調(diào)節(jié)問卷各條目的內(nèi)容效度指數(shù)為0.833～1.000，問卷的內(nèi)容效度指數(shù)為0.983，條目符合測量目的和要求，具有較好的內(nèi)容效度，能夠有效評估學(xué)齡前兒童進食自我調(diào)節(jié)能力。在結(jié)構(gòu)效度中，根據(jù)進食自我調(diào)節(jié)能力的定義，不饑餓進食和進食補償是進食調(diào)節(jié)下2 種獨立的行為[9]，故限定因子數(shù)為2，所得條目分布與原問卷維度一致[9]，且各條目因子載荷均＞0.5，累積方差貢獻率＞50%，均達到標準[20]；表明該問卷結(jié)構(gòu)效度好。

一般認為效標效度相關(guān)系數(shù)越大表示問卷的效標效度越好[21]，本研究問卷與校標問卷呈中等程度相關(guān)（r=0.414，r=0.571），說明本問卷校標效度良好。但本研究效標效度不到0.7，分析原因是由于測量內(nèi)容和對象與校標問卷有所區(qū)別，進食自我調(diào)節(jié)問卷中的非饑餓下進食維度測量兒童面對已有的外部食物線索所產(chǎn)生的進食行為，而兒童飲食行為問卷中的食物反應(yīng)更強調(diào)兒童主動對食物的渴求和進食的反應(yīng)程度； 進食自我調(diào)節(jié)問卷中進食補償維度測量的是兒童能否根據(jù)餐前攝入預(yù)負荷的能量含量來調(diào)整進食過程中食物的攝入量，來評估兒童是否吃得過多，吃得不足，或能否準確地補償先前的攝入量，而兒童飲食行為問卷中的飽腹反應(yīng)在進餐過程，僅觀察食物攝入量是否減少來衡量飽腹反應(yīng)，兩個問卷的兩個維度側(cè)重點略有不同[22]。與效標問卷相比，中文版進食自我調(diào)節(jié)問卷結(jié)構(gòu)更加清晰，定義更加明確，條目更加簡短，大型流行病學(xué)研究和干預(yù)研究中具有明顯的優(yōu)勢，且能夠?qū)Ψ丘囸I的情況下進食和進食補償能力的評估進行有益補充。

3.2 中文版進食自我調(diào)節(jié)問卷的信度良好 本研究使用Cronbach α 系數(shù)、重測信度、折半信度等來表示。Cronbach α 系數(shù)越大表示各條目內(nèi)在一致性越高。本研究中，中文版進食自我調(diào)節(jié)問卷的Cronbach α 系數(shù)為0.759，提示該問卷有較好的內(nèi)部一致性；2 個維度信度分別為0.675、0.755，一般認為分維度信度最好在0.7 以上，0.6～0.7 可以接受[12]。本問卷分維度信度一般，分析原因可能是問卷由家長在家中自行填寫，并非當面收集，導(dǎo)致信度不高；此外問卷分維度條目較少也可能影響問卷信度。折半信度為0.701，提示問卷內(nèi)部的關(guān)聯(lián)性可靠，2 周后的重測信度為0.756，表明該問卷時間穩(wěn)定性較好。

3.3 中文版進食自我調(diào)節(jié)問卷具有良好的實用性本研究嚴格遵循問卷引進原則，經(jīng)翻譯、回譯和跨文化調(diào)試等形成中文版進食自我調(diào)節(jié)問卷，并對其在學(xué)齡前兒童中應(yīng)用的信效度進行檢驗，將會是兒童飲食行為與肥胖預(yù)防的有益補充。問卷總分及單維度得分均有意義，總分越高，表示兒童進食自我調(diào)節(jié)能力越差；非饑餓進食維度得分越高，表示兒童在沒有饑餓的情況下進食水平越高； 進食補償維度得分越高，表示兒童補償性進食能力越差。從小培養(yǎng)健康的進食行為是預(yù)防兒童超重和肥胖的重要方法，并且在生命早期直至學(xué)齡前最有效[23]。隨著孩子年齡的增長和更多的自主權(quán)的獲得，他們能夠做出自己的食物選擇、控制進食量和進食頻率。因而，使用經(jīng)過驗證的工具早期認識和評估兒童調(diào)節(jié)能量攝入的能力，對制定更有效的循證策略來改善兒童飲食和預(yù)防肥胖至關(guān)重要。

4 本研究的不足

本研究只選擇了揚州市部分幼兒園的學(xué)齡前兒童的主要照顧者作為調(diào)查對象，樣本來源相對單一；其次，本研究結(jié)果為自我報告形式可能會產(chǎn)生一定的結(jié)果偏倚，限制研究結(jié)果的推廣性。今后研究可擴展至其他年齡段兒童并多地區(qū)、多中心進行調(diào)查，確定兒童進食自我調(diào)節(jié)現(xiàn)狀，并進一步檢驗問卷的適用性。