張慧娟 張 闊 張淑敏

(1 南京醫(yī)科大學(xué)醫(yī)政學(xué)院，南京 211166)(2 南京醫(yī)科大學(xué)重大公共衛(wèi)生事件社會(huì)風(fēng)險(xiǎn)治理研究中心，南京 211166)(3 南開(kāi)大學(xué)周恩來(lái)政府管理學(xué)院，天津 300350)(4 貴州商學(xué)院管理學(xué)院，貴陽(yáng) 550014)

1 引言

吸煙、超重或肥胖以及缺乏鍛煉等不良行為和生活方式是發(fā)病率和死亡率的主要決定因素(McGinnis & Foege, 1993)。人們雖明白過(guò)度攝入食物、尼古丁、酒精和缺乏鍛煉的不良影響(Pinel et al., 2000)，并常愿意嘗試更健康的生活方式，但許多嘗試并未成功。有研究顯示，大多數(shù)節(jié)食者在五年內(nèi)都會(huì)恢復(fù)至其減重前的體重，五年后甚至?xí)^(guò)其初始重量(Volek et al., 2005)；鍛煉的情況也類似，開(kāi)始鍛煉的人幾乎有一半在前六個(gè)月內(nèi)就退出了(Dishman, 1991)。人類努力在滿足欲望和追求目標(biāo)之間達(dá)到理想的平衡，這種尋求最大樂(lè)趣和最小痛苦間的理想平衡被稱為享樂(lè)主義(Muraven & Baumeister, 2000)。但是, 欲望和健康目標(biāo)之間的互不相容常會(huì)導(dǎo)致動(dòng)機(jī)沖突并產(chǎn)生壓力狀態(tài), 需要引入自我調(diào)節(jié)過(guò)程加以平衡(Rabiau et al., 2006)。Kn?uper等人(2004)對(duì)此曾提出健康補(bǔ)償性信念模型來(lái)解釋該過(guò)程，認(rèn)為減少動(dòng)機(jī)沖突的一種可能策略是應(yīng)用補(bǔ)償性健康信念，這是個(gè)體的一種內(nèi)在信念，認(rèn)為通過(guò)實(shí)施健康行為可以補(bǔ)償或抵消不健康(但愉快)行為的負(fù)面影響(Nguyen et al., 2006; Rabiau et al., 2006; Rabiau et al., 2009)。個(gè)體更傾向利用健康補(bǔ)償信念解決“愉悅—內(nèi)疚”困境。例如，面對(duì)一塊誘人的蛋糕，一方面人們可能知道它富含飽和脂肪、膽固醇和糖，對(duì)健康有害，不該吃；另一方面又對(duì)蛋糕有一種渴望，會(huì)想象它的味道有多好。這兩種相互矛盾的認(rèn)識(shí)會(huì)使人產(chǎn)生“逃避”信念：吃蛋糕其實(shí)沒(méi)事，因?yàn)槲矣?jì)劃晚些時(shí)候去健身房，運(yùn)動(dòng)可以消耗吃蛋糕得到的熱量，也可以保護(hù)心臟免受高膽固醇食物的影響。當(dāng)個(gè)體無(wú)法抵擋誘惑時(shí)，使用健康補(bǔ)償信念就成為其常用的認(rèn)知策略。這是一種自主激勵(lì)的調(diào)節(jié)過(guò)程，其功能是通過(guò)制定健康行為計(jì)劃證明不健康行為選擇的合理性，從而減少認(rèn)知失調(diào)。

為有效測(cè)量健康補(bǔ)償信念，Kn?uper等人(2004)編制了健康補(bǔ)償信念量表，旨在測(cè)量個(gè)體用健康行為來(lái)補(bǔ)償不健康(大多數(shù)是愉快的)行為的認(rèn)知或信念，以評(píng)估健康補(bǔ)償信念的加工過(guò)程。例如，“吃一塊巧克力是可以的，因?yàn)槲医裢硪ソ∩矸俊薄Ｔ摿勘戆膫€(gè)因子，共17個(gè)題目，其中有六個(gè)題測(cè)量與物質(zhì)使用(酒精、尼古丁、咖啡)有關(guān)的補(bǔ)償信念；四個(gè)題測(cè)量與飲食或睡眠習(xí)慣有關(guān)的補(bǔ)償信念；四個(gè)題測(cè)量與壓力有關(guān)的補(bǔ)償信念；還有三個(gè)題測(cè)量與控制體重有關(guān)的補(bǔ)償信念。該量表已在國(guó)外得到了較多評(píng)估與應(yīng)用，如Nguyen等人(2006)發(fā)現(xiàn)患Ⅰ型糖尿病的青少年對(duì)自己的血糖測(cè)試持健康補(bǔ)償信念。具體來(lái)說(shuō)，患有糖尿病的青少年持有的健康補(bǔ)償信念越多，就越難控制血糖水平，越少監(jiān)控血糖，越不遵守飲食規(guī)則；Kronick和Kn?uper(2010)發(fā)現(xiàn)限制性飲食者在面對(duì)美味餅干的食物誘惑時(shí)，內(nèi)心產(chǎn)生了一種補(bǔ)償意圖，這與Monson等人(2008)的研究結(jié)果一致，即限制性飲食者自發(fā)啟動(dòng)健康補(bǔ)償信念來(lái)應(yīng)對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)行為的誘惑。

在量表的跨文化檢驗(yàn)上, De Nooijer等人(2009)已驗(yàn)證該量表在荷蘭被試中的信效度, Kaklamanou和Armitage(2012)驗(yàn)證了其在英國(guó)被試中的信效度，Radtke等人(2013)驗(yàn)證了德語(yǔ)版健康補(bǔ)償信念量表的信效度。但是，目前該量表未見(jiàn)中文版本的驗(yàn)證，也未見(jiàn)國(guó)內(nèi)學(xué)者開(kāi)發(fā)類似的量表，而對(duì)健康補(bǔ)償信念與行為的研究與應(yīng)用已經(jīng)得到了一定程度的關(guān)注。例如，中國(guó)營(yíng)養(yǎng)學(xué)會(huì)早在2007年就將補(bǔ)償不健康行為的概念納入《中國(guó)居民膳食指南》中，提倡吃動(dòng)平衡，以保持能量平衡(即能量攝入和能量消耗相等的情況)(中國(guó)營(yíng)養(yǎng)學(xué)會(huì)，2007)。2022版《中國(guó)居民膳食指南》中再次鼓勵(lì)健康補(bǔ)償信念，建議通過(guò)運(yùn)動(dòng)消耗多余能量，避免脂肪堆積。改變久坐少動(dòng)的不良生活方式，積極進(jìn)行體育鍛煉，兼顧耐力和運(yùn)動(dòng)鍛煉(中國(guó)營(yíng)養(yǎng)學(xué)會(huì)，2022)。膳食指南的核心信息是引入了“平衡”，即暴飲暴食可能已經(jīng)是我們營(yíng)養(yǎng)習(xí)慣的一部分，而習(xí)慣很難在短時(shí)間內(nèi)改變，但可以通過(guò)減少食物攝入或增加體力活動(dòng)在短時(shí)間內(nèi)得到補(bǔ)償(曹清明等，2022)。同時(shí)，健康補(bǔ)償信念也可能導(dǎo)致負(fù)面結(jié)果。例如，如果某人已經(jīng)計(jì)劃明天補(bǔ)償，就可能在今天吃高熱量零食(Monson et al., 2008)。因此，還可進(jìn)一步探究此信念與健康行為與健康后果之間的聯(lián)系。

Christensen等人(1999)發(fā)展了非理性健康信念的概念，并建構(gòu)了一個(gè)測(cè)量這種認(rèn)知扭曲的量表。研究發(fā)現(xiàn)該量表的高分與健康行為的消極模式有關(guān)，即得分高者對(duì)醫(yī)療方案的依從性差。

在一個(gè)自我調(diào)節(jié)周期內(nèi)，自我效能信念可以管理節(jié)食，控制體重。研究發(fā)現(xiàn)，自我效能感與生活方式的總體變化(包括體育鍛煉和提供社會(huì)支持)最為一致(Kelly et al., 1991)。

還有研究發(fā)現(xiàn)在健康干預(yù)項(xiàng)目中，自信的被試比其他被試更不可能重新回到他們以前的不健康飲食方式(Gollwitzer & Oettingen, 1998)。自我效能信念較低的個(gè)體往往無(wú)法實(shí)施有計(jì)劃的補(bǔ)償行為(如健身)，他們可能會(huì)拖延，隨著時(shí)間的推移，最初的認(rèn)知失調(diào)會(huì)減弱，直到補(bǔ)償意識(shí)消失。

為方便國(guó)內(nèi)研究者進(jìn)一步使用健康補(bǔ)償信念量表開(kāi)展相關(guān)研究，探索其前因和結(jié)果變量，本研究擬翻譯并修訂中文版健康補(bǔ)償信念量表，采用與Kn?uper等人(2004)、De Nooijer等人(2009)一致的非理性健康信念量表、非理性拖延量表、健康自我效能感量表、多維度健康狀況心理控制源量表、健康自我效能感量表和社會(huì)贊許量表作為效標(biāo)量表，探究其在中國(guó)文化背景下的適用性及其心理測(cè)量學(xué)特性。

2 方法

2.1 被試

通過(guò)問(wèn)卷星平臺(tái)收集1094份問(wèn)卷，剔除作答時(shí)長(zhǎng)過(guò)短、規(guī)律性作答、未通過(guò)注意力檢測(cè)的問(wèn)卷后, 共獲得有效問(wèn)卷1015份, 有效率為92.7%。采用SPSS 22.0隨機(jī)分組，把數(shù)據(jù)分為兩個(gè)樣本組，樣本1有510人，BMI值[基于被試自我報(bào)告的身高(m)和體重(kg)，通過(guò)公式BMI=體重(kg)/身高(m)2得到; Prentice & Jebb, 2001]的范圍[18.98，40]；樣本2有505人，BMI值的范圍[17.30，42.42]，樣本1用于探索性因子分析，樣本2用于驗(yàn)證性因子分析。另對(duì)樣本2中的60人在四周后重測(cè)，回收有效問(wèn)卷52份。樣本1和樣本2的人口學(xué)信息見(jiàn)表1。

表1 樣本1和樣本2人口學(xué)信息表

2.2 研究工具

2.2.1 健康補(bǔ)償信念量表

由Kn?uper等人(2004)編制，包含四個(gè)維度，包括物質(zhì)使用、飲食或睡眠習(xí)慣、壓力和體重管理四個(gè)維度，共17個(gè)題目。采用從0(一點(diǎn)也不接近)到4(非常接近)5點(diǎn)計(jì)分，總分越高代表健康補(bǔ)償信念越強(qiáng)，越傾向于自己可以補(bǔ)償不健康行為。在征得原作者授權(quán)后對(duì)該量表進(jìn)行修訂。先由四名心理學(xué)專業(yè)的中國(guó)留學(xué)生完成中文翻譯版量表的初稿，再請(qǐng)兩位英語(yǔ)專業(yè)老師對(duì)初稿進(jìn)行回譯，然后邀請(qǐng)兩名英語(yǔ)專業(yè)老師和13名心理學(xué)研究生對(duì)回譯量表和原量表進(jìn)行對(duì)比。綜合反饋意見(jiàn)，增加一個(gè)與中國(guó)人飲食習(xí)慣認(rèn)知一致的題目：“多喝水可以彌補(bǔ)吃得太咸?！弊詈?，四位心理學(xué)教授審定翻譯和回譯過(guò)程，并綜合各方意見(jiàn)、經(jīng)過(guò)文化調(diào)整后最終定稿，其計(jì)分方法與原量表相同。

2.2.2 非理性健康信念量表

由Christensen等人(1999)編制，有20個(gè)題目，每個(gè)題目都有一個(gè)簡(jiǎn)短的情景故事，要求個(gè)體閱讀每一個(gè)故事并想象它發(fā)生在自己身上，然后回答自己的想法與在這種情況下想法的相似程度，采用從1(完全不是我的想法)到5(幾乎完全是我的想法)的5點(diǎn)計(jì)分方式，得分越高，表明非理性健康信念越強(qiáng)。本研究中該量表作為效標(biāo)量表，其Cronbach’sα系數(shù)為0.89。

2.2.3 非理性拖延量表

由Steel等人(2007)編制，有九個(gè)題目，主要用于測(cè)量個(gè)體日常生活中可能的拖延方式, 采用從1(非常不同意)到5(非常同意)的5點(diǎn)計(jì)分方式，得分越高表明拖延傾向越強(qiáng)。倪士光等人(2012)對(duì)該量表進(jìn)行了漢化與修訂，題目分析之后各項(xiàng)指標(biāo)符合心理測(cè)量學(xué)要求。本研究中該量表作為效標(biāo)量表，Cronbach’sα系數(shù)為0.70。

2.2.4 多維度健康狀況心理控制源量表

由Wallston等人(1978)編制，包括兩個(gè)平行可換的版本：表A和表B，均分為三個(gè)分量表，即內(nèi)控性量表、有勢(shì)力的他人控制量表和機(jī)遇量表，分別從不同方面評(píng)定個(gè)體對(duì)健康的看法和心理控制源的傾向。汪向東等人(1999)對(duì)其進(jìn)行了漢化修訂，形成了中文版多維度健康狀況心理控制源量表。三個(gè)分量表均有六個(gè)題目，采用從1(強(qiáng)烈不同意)到5(強(qiáng)烈同意)的5點(diǎn)計(jì)分方式，通過(guò)各個(gè)題目的總和計(jì)算得分，高分代表個(gè)體有較強(qiáng)的傾向性。該測(cè)量方法廣泛應(yīng)用于健康—行為領(lǐng)域，具有良好的信效度。在本研究中，三個(gè)分量表的Cronbach’sα系數(shù)分別為0.55、0.58、0.62。

2.2.5 健康自我效能感量表

由Lee等人(2008)編制，有五個(gè)題目，主要用于評(píng)定個(gè)體關(guān)于自我健康把控的自信程度。采用從0(非常不同意)到4(非常同意)的5點(diǎn)計(jì)分方式。得分越高，表明健康自我效能感越強(qiáng)。本研究中該量表作為效標(biāo)量表，其Cronbach’sα系數(shù)為0.88。

2.2.6 社會(huì)贊許量表

由Crowne和Marlowe(1960)編制，共33個(gè)題目，用于評(píng)估個(gè)體是否傾向以社會(huì)期望的方式得到回應(yīng)。汪向東等人(1999)對(duì)其進(jìn)行了漢化修訂，形成了中文簡(jiǎn)版社會(huì)贊許量表，采用迫選法，要求受測(cè)者對(duì)條目描述是否與自己實(shí)際情況相符做出評(píng)價(jià)。選“否”計(jì)0分，選“是”計(jì)1分，加總后，分?jǐn)?shù)越高表明被試具有越高水平的社會(huì)贊許反應(yīng)。該量表在本研究中的Cronbach’sα系數(shù)為0.93。

2.3 數(shù)據(jù)分析

釆用SPSS 22.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)、項(xiàng)目分析、探索性因子分析和信度分析等；使用AMOS 22.0進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析、效度分析等。

3 結(jié)果

3.1 探索性因子分析

首先檢驗(yàn)樣本1所獲的數(shù)據(jù)。KMO值為0.89，Bartlett的球形度檢驗(yàn)值為χ2=3339.27(df=153,p<0.001)，表明適合進(jìn)行因子分析。采用主成分分析法、正交旋轉(zhuǎn)法提取因子，結(jié)果有四個(gè)因子的特征根值(分別為3.37、2.99、2.30、2.08)大于1，且遠(yuǎn)大于第五個(gè)因子，分別解釋18.71%、16.59%、12.79%和11.56%的總體變異。特征值大于1原則和碎石圖顯示抽取四個(gè)因子最為合適。因此，本研究最終提取四個(gè)因子，解釋的方差變異為59.65%。第一個(gè)因子為物質(zhì)使用，有六個(gè)題，主要測(cè)量與物質(zhì)使用(酒精、尼古丁、咖啡)有關(guān)的補(bǔ)償信念；第二個(gè)因子為睡眠或飲食習(xí)慣，有五個(gè)題，主要測(cè)量與飲食或睡眠習(xí)慣有關(guān)的補(bǔ)償信念，新增題目“多喝水可以彌補(bǔ)吃得太咸的影響”聚類在該因子下；第三個(gè)因子為壓力，有四個(gè)題，主要測(cè)量與壓力有關(guān)的補(bǔ)償信念；第四個(gè)因子為體重管理，有三個(gè)題，主要測(cè)量與控制體重有關(guān)的補(bǔ)償信念。對(duì)健康補(bǔ)償信念量表的總分按照從高到低的順序排序，選出得分較低的27%的被試為健康補(bǔ)償信念低分組，得分較高的27%為健康補(bǔ)償信念高分組。然后，對(duì)這兩組被試在每個(gè)項(xiàng)目上的評(píng)分進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，所有題目在高、低組間的差異均顯著(p<0.001)。另外對(duì)每個(gè)題目的得分與總分進(jìn)行相關(guān)分析，結(jié)果顯示，相關(guān)系數(shù)在0.38到0.69之間，而且都在0.001水平下顯著。具體結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 中文版健康補(bǔ)償信念量表:題目、因子負(fù)荷值和區(qū)分度(n=510)

3.2 驗(yàn)證性因子分析

采用AMOS 22.0對(duì)樣本2(n=505)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。以單因子結(jié)構(gòu)為競(jìng)爭(zhēng)模型，比較四因子結(jié)構(gòu)是否為最佳模型。結(jié)果如表3所示，綜合評(píng)估各指標(biāo)可知，四因子結(jié)構(gòu)模型比單因子結(jié)構(gòu)模型擬合效果更好，且指標(biāo)滿足心理測(cè)量學(xué)的要求，由此認(rèn)為該量表為四因子結(jié)構(gòu)模型，且具有較好的結(jié)構(gòu)效度。標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)見(jiàn)圖1。

表3 中文版健康補(bǔ)償信念量表模型擬合度指數(shù)(n=505)

圖1 標(biāo)準(zhǔn)化四因子結(jié)構(gòu)方程模型(n=505)

由表4可見(jiàn)，平均方差抽取值A(chǔ)VE全部大于0.4，而且組合信度CR值全部大于0.7，因而量表的收斂效度可接受。因子1與因子2，因子4與因子2的相關(guān)系數(shù)稍大于AVE平方根，其余均小于AVE平方根，說(shuō)明量表具有良好的區(qū)分效度。

表4 中文版健康補(bǔ)償信念量表的四因子相關(guān)系數(shù)、AVE根值和CR值(n=505)

3.3 信度

量表總體Cronbach’sα系數(shù)為0.87，四因子的Cronbach’sα系數(shù)在0.71～0.81之間。間隔四周的重測(cè)數(shù)據(jù)分析顯示：量表總體重測(cè)信度為0.79，四因子的重測(cè)信度在0.68～0.75之間。信度分析結(jié)果詳見(jiàn)表5。

表5 中文版健康補(bǔ)償信念量表總體及各因子的信度分析(n=505)

3.4 效標(biāo)效度

如表6結(jié)果所示，健康補(bǔ)償信念量表總分與非理性健康信念量表總分(r=0.52,p<0.01)呈顯著正相關(guān)，健康補(bǔ)償信念量表總分、非理性健康信念量表總分都與非理性拖延量表總分(r1=0.26,p<0.01;r2=0.42,p<0.01)呈顯著正相關(guān)，但前者相關(guān)系數(shù)顯著小于后者。這表明健康補(bǔ)償信念量表與非理性健康信念量表在評(píng)估健康信念方面似乎有些重疊，可能是因?yàn)檫@兩個(gè)量表都是測(cè)量個(gè)體進(jìn)行不健康行為而產(chǎn)生的認(rèn)知失調(diào)。然而，深入分析兩個(gè)量表的二元相關(guān)性與其他測(cè)量方法發(fā)現(xiàn)，二者的關(guān)聯(lián)模式是完全不同的。內(nèi)控性量表、有勢(shì)力的他人控制量表和機(jī)遇量表得分均與非理性健康信念量表總分(r1=0.21,p<0.01;r1=0.40,p<0.01;r2=0.53,p<0.01)呈顯著正相關(guān)，內(nèi)控性量表、有勢(shì)力的他人控制量表和機(jī)遇量表得分與健康補(bǔ)償信念量表無(wú)顯著相關(guān)。健康補(bǔ)償信念量表總分與健康自我效能感量表總分呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.27,p<0.05)，非理性健康信念量表總分與健康自我效能感量表總分無(wú)顯著相關(guān)。健康補(bǔ)償信念量表總分與社會(huì)贊許量表總分無(wú)顯著相關(guān)，但非理性健康信念量表總分與社會(huì)贊許量表總分呈顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.17,p<0.01)。盡管健康補(bǔ)償信念量表與非理性健康信念量表有一定程度的重疊，但它們與其他變量的關(guān)聯(lián)模式不同，這表明它們測(cè)量了不同類型的健康信念。

表6 中文版健康補(bǔ)償信念量表與各效標(biāo)的相關(guān)矩陣(N=1015)

4 討論

本研究的目的是修訂Kn?uper等人(2004)編制的健康補(bǔ)償信念量表，檢驗(yàn)其信效度。從探索性因素分析的結(jié)果來(lái)看，修訂后的中文版健康補(bǔ)償信念量表與原量表構(gòu)念一致，包含物質(zhì)使用、飲食或睡眠習(xí)慣、壓力、體重管理共四個(gè)因子。從驗(yàn)證性因子分析結(jié)果來(lái)看，中文版健康補(bǔ)償信念量表的四因子模型擬合度良好，表明其有良好的結(jié)構(gòu)效度。中文版健康補(bǔ)償信念量表和原量表都有足夠高的內(nèi)部一致性，這意味著所有的題目都表達(dá)了同一個(gè)中心概念：假設(shè)個(gè)體普遍存在一種認(rèn)知傾向，認(rèn)為不健康的行為可以得到補(bǔ)償。中文版健康補(bǔ)償信念量表的重測(cè)信度略高于原量表(Kn?uper et al., 2004)，可能是因?yàn)橹形陌娴闹販y(cè)間隔時(shí)間較短。

在條目方面，根據(jù)中國(guó)人的飲食偏好，中文版健康補(bǔ)償信念量表增加了一個(gè)條目“多喝水可以彌補(bǔ)吃得太咸的影響”，根據(jù)因子分析，新增條目聚在第二個(gè)因子“飲食或睡眠習(xí)慣”下，因子負(fù)荷值>0.4，符合預(yù)想和量表要求。與原量表一致的是，中文版健康補(bǔ)償信念量表總分與非理性健康信念量表、非理性拖延量表總分顯著正相關(guān)，與健康自我效能感呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)，與社會(huì)贊許量表呈負(fù)相關(guān)。在健康信念的測(cè)量上，中文版健康補(bǔ)償信念量表與非理性健康信念量表有一些重疊。然而，這兩個(gè)量表在與其他結(jié)構(gòu)的關(guān)聯(lián)模式上顯示出明顯的差異。健康補(bǔ)償信念量表測(cè)量的是健康相關(guān)行為自我調(diào)節(jié)的信念，但非理性健康信念量表測(cè)量的是對(duì)健康事件的信念和歸因。這表明中文版健康補(bǔ)償信念量表在中國(guó)樣本中具有良好的區(qū)分效度和收斂效度。

本研究驗(yàn)證了中文版健康補(bǔ)償信念量表具有穩(wěn)定的因子結(jié)構(gòu)，新增的條目符合量表要求，聚類在“飲食或睡眠習(xí)慣”因子下，符合中國(guó)文化背景下的飲食習(xí)慣和認(rèn)知，同時(shí)，中文版健康補(bǔ)償信念量表具有良好的信度和一定的收斂效度與區(qū)分效度。因子分析表明，健康補(bǔ)償信念量表的四個(gè)具體內(nèi)容實(shí)質(zhì)性相關(guān)。個(gè)體傾向使用補(bǔ)償信念調(diào)節(jié)某一領(lǐng)域(例如，物質(zhì)使用)的健康行為，也傾向在另一領(lǐng)域(例如，飲食或睡眠習(xí)慣)中做同樣的事情，即傾向使用健康補(bǔ)償信念量表調(diào)節(jié)行為代表了一種更普遍的健康行為加工路徑，不同領(lǐng)域的行為是健康補(bǔ)償信念的具體表現(xiàn)(Kaklamanou, et al., 2013)。因此，量表總分和子量表得分都是有意義的。具體而言，健康補(bǔ)償信念量表總分為復(fù)雜健康結(jié)果提供最佳預(yù)測(cè)，范圍明確；內(nèi)容特定的子量表分?jǐn)?shù)在預(yù)測(cè)特定內(nèi)容標(biāo)準(zhǔn)(例如,與物質(zhì)使用相關(guān)的風(fēng)險(xiǎn)行為)方面最為有效(Storm, et al., 2017)。因此，中文版健康補(bǔ)償信念量表可以作為評(píng)估中國(guó)被試健康補(bǔ)償認(rèn)知的工具，也可以作為鑒別特定健康領(lǐng)域的行為干預(yù)水平的指標(biāo)。

本研究也存在不足。首先，健康信念與行為受地理及文化因素的影響明顯，取樣在地理來(lái)源分布和抽樣代表性上仍存在一定欠缺，需進(jìn)一步擴(kuò)大樣本量及樣本的多樣性以測(cè)試其心理測(cè)量學(xué)特征。其次，健康補(bǔ)償信念相關(guān)的不健康行為對(duì)健康有多重負(fù)面影響，對(duì)此，補(bǔ)償行為可能有所彌補(bǔ)，但并不能抵消。例如，第六個(gè)條目“吸煙的影響可以通過(guò)鍛煉來(lái)彌補(bǔ)”，鍛煉可以預(yù)防心臟病，并提高新陳代謝，具有多方面健康保護(hù)功能，但吸煙對(duì)身體的不良影響不可能靠鍛煉全部彌補(bǔ)(Kuper, et al., 2002; Taut et al., 2008)。未來(lái)研究需要確定區(qū)分正確和不正確健康補(bǔ)償信念的標(biāo)準(zhǔn)，并進(jìn)一步探究它們?cè)诮】敌袨檎{(diào)節(jié)中的作用。

5 結(jié)論

中文健康補(bǔ)償信念量表在中國(guó)被試中呈四因子結(jié)構(gòu)，分別為物質(zhì)使用、飲食或睡眠習(xí)慣、壓力和體重管理；中文版健康補(bǔ)償信念量表的結(jié)構(gòu)效度和效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度良好，同質(zhì)性信度和重測(cè)信度良好，可作為評(píng)估中國(guó)人健康補(bǔ)償信念的有效工具。