蔡倩，羅雯，孫欣鑫，陳榮，宋慧子，蔡業(yè)鵬，張漪然，廖月霞

（揚州大學護理學院公共衛(wèi)生學院，江蘇 揚州 225009）

進食自我調節(jié)能力是受先天和社會化因素影響，對人體內部饑餓線索和飽腹線索做出反應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，進食自我調節(jié)能力差的兒童患肥胖癥的風險更高，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險[6-7]。因此，準確評估兒童的進食自我調節(jié)能力對預防兒童肥胖和促進兒童長期健康至關重要。目前，國內關于兒童進食自我調節(jié)能力的研究鮮有報道，尚無測量兒童進食自我調節(jié)能力的評估工具。英文版進食自我調節(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節(jié)情況，具有良好的信效度[8]。本研究擬將進食自我調節(jié)問卷翻譯為中文，進行跨文化調適，并評估其評估學齡前兒童進食自我調節(jié)能力的信度和效度，以形成適合我國學齡前兒童進食自我調節(jié)能力的評估工具。

1 研究方法

1.1 進食自我調節(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；進食補償能力維度，由4 個條目組成，反映孩子對內部線索的反應。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適 研究者與源問卷原作者獲得授權后，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碩士將原問卷翻譯為翻譯稿-A，再由1 名醫(yī)學英語老師翻譯為翻譯稿-B，經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 名護理學副教授和1 名醫(yī)學英語教授將翻譯稿-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 在研究小組內進行比較、討論和修改后形成該問卷的中文版進食自我調節(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)學專家、1 名量表研制專家）根據(jù)專業(yè)知識和自身工作經驗對問卷初稿內容效度進行評定。納入標準：（1）副高及以上職稱；（2）本科及以上學歷；（3）8 年以上工作經驗；（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容相關性、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節(jié)問卷。

1.3 預調查 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節(jié)問卷進行預調查和訪談?？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?。唬?） 參與其他研究。共調查了30 名學齡前兒童及其主要照顧者，現(xiàn)場回收問卷，有效回收率100%。家長均表示問卷內容清晰可懂，易于填寫。

1.4 正式調查

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、農村1 所公立幼兒園的學齡前兒童及其主要照顧者作為研究對象。納入排除標準同預調查。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護理學院倫理委員會批準（YZUHL2021071）。

1.4.2 研究工具

1.4.2.1 一般資料調查表 自行編制，包括兒童性別、是否獨生子女、年齡、身高、體質量、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 中文版進食自我調節(jié)問卷 （Self-regulation of Eating，SRE） 中文版進食自我調節(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；進食補償維度，由3 個條目組成，反映孩子對內部線索的反應。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（5 個條目）、飽食反應（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”、“飽食反應”與不饑餓下進食和較差的進食補償能力相關[11]。故本研究選取“食物反應”、“飽食反應”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 由經過培訓的4 名研究人員對幼兒園各班負責老師進行統(tǒng)一指導，告知本次研究調查的人群、目的、意義及注意事項。幼兒園各班負責老師在家長群內采用統(tǒng)一指導語說明調查意義及調查問卷填寫要求，獲得參與調查兒童家長的知情同意后發(fā)放紙質版調查問卷，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問卷調查，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)、構成比描述。采用臨界比值法和題總相關法對問卷各條目進行項目分析；采用內容效度、結構效度、效標關聯(lián)效度評估問卷的效度，采用內部一致性信度、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齡前兒童進食自我調節(jié)能力。以P＜0.05 為差異有統(tǒng)計學意義。

2 結果

2.1 一般資料 553 名學齡前兒童，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；體質量（20.11±3.74）kg；225 名（40.7%）為獨生子女；居住地：農村295 名（53.3%），城市258 名（46.7%）；主要照顧者多為父母，371 名（67.5%）；家庭結構：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、中專或高職152 名（27.5%）、大學及以上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 題總相關法 計算中文版進食自我調節(jié)問卷各條目與問卷總分的相關系數(shù)進行同質性檢驗，刪除條目與總分相關系數(shù)未達到顯著水平 （P＞0.05）、兩者低相關（相關系數(shù)＜0.4）的條目[18]。相關性分析顯示，各條目得分與剩余條目總分均呈正相關。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系數(shù)（r=0.496～0.686）均＞0.4，說明條目與整體問卷同質性較高。專家組認為條目9 相關系數(shù)略小于0.4，且其在臨界比值法中t 值有統(tǒng)計學意義 （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。研究小組結合專家意見，予以保留條目9。

2.3 中文版學齡前兒童進食自我調節(jié)問卷的效度分析

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

2.3.2 結構效度 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，累積方差貢獻率為52.170%。并按照條目內容對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 兒童進食自我調節(jié)問卷驗證性因子分析結果（n=336）

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

表3 兒童進食自我調節(jié)問卷及各維度與食物反應、飽食反應的相關性（n=533）

2.4 中文版學齡前兒童進食自我調節(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 中文版進食自我調節(jié)問卷具有良好的效度本研究采用內容效度、結構效度和效標效度進行效度評價。中文版進食自我調節(jié)問卷各條目的內容效度指數(shù)為0.833～1.000，問卷的內容效度指數(shù)為0.983，條目符合測量目的和要求，具有較好的內容效度，能夠有效評估學齡前兒童進食自我調節(jié)能力。在結構效度中，根據(jù)進食自我調節(jié)能力的定義，不饑餓進食和進食補償是進食調節(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]；表明該問卷結構效度好。

一般認為效標效度相關系數(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（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容和對象與校標問卷有所區(qū)別，進食自我調節(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生的進食行為，而兒童飲食行為問卷中的食物反應更強調兒童主動對食物的渴求和進食的反應程度； 進食自我調節(jié)問卷中進食補償維度測量的是兒童能否根據(jù)餐前攝入預負荷的能量含量來調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在進餐過程，僅觀察食物攝入量是否減少來衡量飽腹反應，兩個問卷的兩個維度側重點略有不同[22]。與效標問卷相比，中文版進食自我調節(jié)問卷結構更加清晰，定義更加明確，條目更加簡短，大型流行病學研究和干預研究中具有明顯的優(yōu)勢，且能夠對非饑餓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)越大表示各條目內在一致性越高。本研究中，中文版進食自我調節(jié)問卷的Cronbach α 系數(shù)為0.759，提示該問卷有較好的內部一致性；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，提示問卷內部的關聯(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，經翻譯、回譯和跨文化調試等形成中文版進食自我調節(jié)問卷，并對其在學齡前兒童中應用的信效度進行檢驗，將會是兒童飲食行為與肥胖預防的有益補充。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防兒童超重和肥胖的重要方法，并且在生命早期直至學齡前最有效[23]。隨著孩子年齡的增長和更多的自主權的獲得，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，使用經過驗證的工具早期認識和評估兒童調節(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防肥胖至關重要。

4 本研究的不足

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