青少年饮食健康信念的结构与测量

程翠萍

(重庆第二师范学院 教师教育学院, 重庆 400065)

一、现状

饮食健康信念是个体对饮食健康抱有一些确信观念的意识倾向。这些关于饮食健康的意识倾向，可能直接影响个体的饮食健康行为[1]。不合理的膳食给个体健康带来疾病隐患，如消化系统疾病、肥胖症、骨质疏松等，甚至诱发恶性肿瘤[2]。因此，对饮食健康信念和行为的研究吸引了众多学者参与。

国外研究者在健康信念的结构与测量方面做了大量探索，大致分为疾病导向和预防导向两种类型。疾病导向的健康信念量表，例如Champion基于健康信念模式(Health Belief Model,简称HBM)设计出关于乳腺癌筛查的《健康信念模式量表》(Champion Health Belief Model Scale,简称CHBMS)，该量表包含易感性、严重性、益处、障碍、健康动机和自信心6个维度，共36个题项，经美国、土耳其、韩国等多个国家样本检验发现信效度良好[3-6]。在HBM的影响下，关于其他疾病的健康信念量表陆续问世，如Kim等编制的《骨质疏松症健康信念量表》(Osteoporosis Health Belief Scale,简称OHBS)，Blue和Marrero设计的《糖尿病患者饮食健康信念量表》(Healthful Eating Belief Scales for Diabetic, 简称HEBSD)，Çaplk和Gözüm开发的《前列腺癌筛查健康信念量表》(Health Beliefs Model Scale for Prostate Cancer Screenings,简称HBM-PCS)等[7-9]。预防导向的健康信念量表，如Bishop和Yardley编制了以测量大众关注不同健康领域的《健康信念量表》(Wellness Beliefs Scale,简称WBS)[10]。又如，Downey和Chang以大学生为研究对象设计了含有35个题项的《世俗健康观念问卷》(Lay Concepts of Health Inventory,简称LCHI)，内容涉及情感健康预防、积极健康实践等方面[11]。另外Ertuzun、 Bodur和 Karakucuk也针对运动健康领域编制了《运动健康信念量表》(Health-Belief Scale on Sportive Recreational Activities,简称HBSSRA)[12]。

然而，国内研究者对健康信念结构与测量的研究，大多停留在翻译或修订国外量表的层面，较少深入思考中国的文化、历史、社会背景。例如，郑翠红等[13]将OHBS翻译成中文版，于志华等[14]完成了HBSSRA的中文版修订工作，文朝阳[15]在中国被试中实测CHBMS的有效性。仅有极少数研究者尝试编制本土化的健康信念量表，比如郝志红和梁宝勇[16]从公共健康管理层面设计了《中国成年人健康信念量表》(Health Belief Scale for Chinese Adults,简称HBS-CA)，用以测量成年人的健康可控性。又如，苏丹和黄希庭[17]整合中国古代饮食健康谚语和现代公众健康观，设计出高信效度的本土化《中国成年人多维度健康信念量表》(Multidimensional Health Belief Scale for Chinese Adults,简称MHBS-CA)。从上述健康信念的测量工具看来，虽然研究者们已经取得了一些有益的成果，但多数是以大学生、病人为调查对象，忽视了处于“三观”、理想信念形成关键期的青少年群体，而且关于饮食方面健康信念的心理学探讨极少。鉴于此，本研究以青少年为对象，探索饮食健康信念的结构并设计其测量工具，揭示饮食健康信念的分布特点。

二、研究方法

(一)研究对象

1.开放式调查

采用方便抽样的方法，选取重庆市某中学的初中和高中阶段非毕业班级的学生共计154人(详见表1样本1)，分布于4个年级，其中男生82人，女生72人，发放调查问卷。经过严格筛选后收回有效问卷150份，有效率约为97%。

2.预试

两次预试的调查对象分别来自重庆和成都两个城市的重点中学和普通中学。第一次预试和第二次预试分别以班级为单位，选取初中和高中非毕业班的学生200人(详见表1样本2)、600人(详见表1样本3)，其中样本2男生122人、女生78人，样本3男生265人、女生335人，发放调查问卷。分别收回有效问卷170份、576份，有效率分别为85%、96%。

3.正式施测

正式测试的研究对象共1100人(详见表1样本4)，分别来自成渝地区多所中学的初一到高三各年级，其中男生523人，女生577人，发放调查问卷。删除不合格的问卷后，保留有效问卷993份，有效率约为90%。

表1 青少年饮食健康信念调查对象分布情况(单位：人)

(二)题项编制

青少年饮食健康信念的预试问卷的项目编制基本步骤如下：第一步，在健康信念理论的基础上，充分考虑青少年的理解水平和知识结构，设计包含7个问题的饮食健康信念开放式问卷，如“您感觉到饮食健康有哪些好处？”第二步，根据开放式问卷的内容分析结果，并参考前人的量表如中文版 CHBMS、 WBS、MHBS-CA等，编写出96个题项。第三步，以表意明确、无重复交叉、简洁精练为标准删改项目，经专家审阅之后保留80个题项构成预试问卷1。该问卷采用5点计分法，为表述便捷，项目按维度排列，项目如“我不能保持健康饮食的原因是懒惰的习惯”，预试问卷2即在该问卷基础上增删修改而成。

(三)研究工具

自编含有10个题项的《基本信息和日常饮食行为问卷》，基本信息包含年级、性别、居住地、班级排名等人口学变量，日常饮食行为涉及吃早餐频率和质量、吃油炸烧烤食品的频率、喝饮料的频率等。

(四)研究程序

在征得班主任和学生本人同意之后，以班级为单位实施测试，回收所有纸质问卷。剔除乱答、漏答、规律作答的无效问卷后，采用SPSS19.0和 AMOS19.0进行项目分析、探索性和验证性因素分析、相关分析等数据处理。

三、研究结果

(一)开放式问卷内容分析

根据杨国枢等[18]、胡金生和黄希庭[19]关于内容分析的具体操作程序，对150份青少年有效作答的开放式问卷按出现频次进行内容分析，共整理出6个类目，具体结果详见表2。

(二)探索性因素分析

1.预试问卷1的探索性因素分析

经过极端值处理后，对预试问卷1中80个题项进行分析。其中，12个题项的高低分组t检验值不显著，予以删除(第1、2、3、6、7、8、9、10、25、26、77、78题)，剩余68个题项中得分与总分相关较低以及被试报告有重复、歧义问题的14个题项也被剔除(第4、5、11、12、13、19、23、24、27、60、66 、67、73、80题)。

对余下54个题项进行探索性因素分析，KMO 值为0.724，Bartlett球形检验的χ2=4506.68，df=1431，达到 0.001 的显著性水平，说明题项间有共同因子存在，可以进行因素分析。采用主成分分析法，共抽取5个因子，可解释总方差的 44.72%。经最大变异法转轴，获得旋转后各题项的因子负荷量和共同度。根据吴明隆的建议，删除因子负荷量低于0.55、交叉负荷高于0.3的题项(第16、28、33、36、38、39、41、43、44、48、50、51、52、53、55、72、57、58、75、76题)，结果共保留34个题项。

表2 开放式问卷的内容分析结果(N=150)

2.预试问卷2的探索性因素分析

考虑到预试问卷1的结果中某个维度题目数量较少，新增加了6个题项，如“当身体感觉不舒服导致没有胃口时，我依然能够保持健康饮食”。 此外，为使题项的表述更为精准、易懂，再次对题项的文字表述进行了修订，如将“当购买健康食物需要花费很多时间时，依然能够保持健康饮食”改成“当可用于吃饭的时间不足时，我依然能够保持健康饮食”。因此，修订之后预试问卷2含有40个题项。

对预试问卷2施测结果进行项目分析，数据表明40个题项的27%高低分组差异均达到0.001显著性水平。数据统计发现KMO值为0.774，Bartlett球型检验的χ2=4699.29，df=780，达到 0.001 的显著性水平，说明适合进行探索性因素分析。本次分析采用的因素萃取、转轴方法与预试问卷1相同，结果显示同样的5个因子被抽取。之后删除转轴后因子负荷量低于0.55的15个题项(第7、8、11、12、13、14、15、19、20、23、25、27、31、35、36)。为精简各维度的题目数，删除第26、28、29、30题。剩余21个题项再次实施探索性因素分析， 结果显示5个因子可解释总方差的50.72%，因子负荷矩阵详见表3。

因子1包括6个题项，都是关于人们感受到的健康饮食的好处，故将因子1命名为“感知健康饮食益处(perceived benefits of healthy diets)”；因子2包括5个题项，涉及人们体验到不健康饮食后可能罹患的各种疾病，所以因子2命名为“感知疾病易感性(perceived susceptibility of illness)”；因子3包括4个题项，表述的是在各种困难、需克服障碍的情境中，人们依然能够坚持健康饮食，将因子3命名为“饮食健康自我效能感(self-efficacy of healthy diets)”；因子4包括3个题项，主要是促使人们保持健康饮食的外部推动力，将因子4命名为“行为线索(cues to action)”；因子5包括3个题项，关于人们因不健康饮食患病的严重程度，故将其命名为“感知疾病严重性(perceived severity of illness)”。至此，正式形成了包含5个维度、21个题项的青少年饮食健康信念量表(Dietary Health Beliefs Scale for Adolescents, DHBS-A)。

(三)信效度检验

1.信度检验

对样本4进行测试以检验DHBS-A的信度。结果显示，量表整体的Cronbach α系数为0.78，感知健康饮食益处维度为0.82、行为线索维度为0.71、饮食健康自我效能感维度为0.70、感知疾病易感性维度为0.75、感知疾病严重性维度为0.75。

2.效度检验

(1)内容效度

请3名心理学专家对问卷题项在总体范围的代表性、科学性、相关性给予1～10级评分，每个项目的平均得分都超过8.0，提示所编制量表的内容效度佳。此外，量表的题项来自对青少年饮食健康信念的开放式调查以及相关文献梳理的结果，是饮食健康信念内容范围的代表性取样，在一定程度上也表明DHBS-A的内容效度较高。

表3 预试问卷2的探索性因素分析结果(N=576)

(2)构想效度

使用极大似然法对样本4的数据进行验证性因素分析，以检验正式量表的结构效度，模型拟合指标详见表4。各个题项的因素负荷量为0.47～0.82，误差的标准误为0.05～0.10。

对各维度与总分、各维度之间进行相关分析，考察DHBS-A的结构效度。结果显示，各维度与量表总分之间显著相关，相关系数依次为0.71、0.60、0.53、0.45、0.54，各维度之间的相关系数详见表5。

表5 正式量表各维度相关分析结果(N=993)

(注：*代表p<0.05，**代表p<0.01)

(3)效标效度

以健康行为中的吃早餐质量和频率、吃油炸烧烤食品频率、喝饮料频率为效标，检测DHBS-A的效标效度。将样本4的饮食健康信念总分与4个不同的效标变量进行相关分析，结果显示，青少年吃早餐的质量和频率都与其饮食健康信念总分之间存在显著正相关(r=0.10,p<0.01;r=0.12,p<0.01)，而吃油炸烧烤食品、喝饮料的频率都与饮食健康信念总分之间存在显著负相关(r=-0.12,p<0.01;r=-0.09,p<0.01)。

(四)特点分析

1.总体分布特点

对样本4的数据进行描述性统计，结果详见表6。青少年普遍具有积极正向的饮食健康信念(M=3.60,SD=0.48)。除感知疾病严重性外，各维度的均值都大于3分，说明其饮食健康信念处于中等偏高水平。饮食健康信念的总分、益处和易感性维度在3～4分、4～5分段所占总比例均超过80%。

2.人口学变量的特点

(1)不同性别比较。总体上青少年时期女孩的饮食健康信念显著高于男孩(t=-2.54,p<0.05)。在感知健康饮食益处、疾病易感性维度上，女孩得分显著高于男孩(t=-3.41,p<0.01;t=-4.41,p<0.001)；但男孩自我效能感维度的得分却显著高于女孩(t=2.02,p<0.05)。

表6 饮食健康信念得分分布情况(N=993)

(2)不同年级比较。高中生的饮食健康信念总分显著高于初中生(t=-5.78,p<0.001)。在感知健康饮食益处、感知疾病易感性和行为线索维度上，与总分的年级差异结果一致(t=-4.68,p<0.001;t=-4.69,p<0.001;t=-3.00,p<0.01)。而在自我效能感方面，初中生的饮食健康信念得分显著高于高中生(t=-3.21,p<0.01)。

(3)不同成绩比较。青少年的饮食健康信念总分存在显著成绩差异(F=4.50,p<0.01)，成绩优秀的青少年得分显著低于成绩不好的青少年。在感知健康饮食益处和感知疾病易感性维度上也发现了类似的结果(F=4.02,p<0.01;F=4.15,p<0.01)。

(4)不同体重、城乡比较。居住在不同地区(城镇和农村)、体重不同(很瘦、偏瘦、匀称、较胖)的青少年在饮食健康信念得分上不存在显著性差异(t=1.29,1.64,1.58,1.05,-0.58,-0.75,p>0.05;F=0.10,0.75,0.10,1.92,0.13,2.30,p>0.05)。

四、讨论

(一)青少年饮食健康信念的结构

青少年饮食健康信念是一个多维度的概念，由感知健康饮食益处、感知疾病易感性、饮食健康自我效能感、行为线索、感知疾病严重性5个因素组成。这一结构是编制青少年饮食健康信念测量工具的重要依据。虽然开放式调查结果分析出6个维度，但在理论构想阶段仍将感知行动的障碍因子合并到饮食健康自我效能感中，并以5个因素模型为基础来编制题项。原因之一是考虑到个体克服障碍是其自我效能的重要表现形式，正如Chen等[20]发现学生努力克服各种障碍，完成高难度的作业，表现出高水平的自我效能感。而且，有些研究者对自我效能感的界定也与克服障碍有密切联系，如Schwarzer, Bäβler和Kwiatek[21]认为自我效能感是人们应对、处理新的或困难情境的一种自信程度。因此，饮食健康信念的五因素模型构想具有一定的合理性。

此外，这5个因素与HBM中提及的健康信念构成要素存在许多相通之处，可以推断人们健康信念在饮食领域可能具有一些跨文化的相似性。毋庸置疑，青少年的饮食健康信念受到中国历史文化的影响，故设计具体题项时纳入了中国谚语元素的表述。如第19题“当可用于吃饭的时间不足时，我依然能够保持健康饮食”和第11题“同时吃多种性质不同的食物引起肠道不适”。这些表述与中国人自古信奉“病从口入，祸从口出”“早吃饱，午吃好，晚吃少”“预防肠胃病，饮食要干净”“多吃不如细嚼”“一顿吃伤，十顿喝汤”等养生之道相契合。可见，本研究编制的测量工具在一定程度上兼顾了中国文化特色和跨文化的适用性。

(二)青少年饮食健康信念测量的有效性

青少年饮食健康信念量表的设计过程严格遵守心理学量表设计程序，具有较高的科学性和严谨性。从信度指标看，其各维度的内部一致性系数均大于0.7，表明DHBS-A的测量稳定性较好，但仍有一定的提升空间。从效度指标看，验证性因素分析中5因子模型的各拟合指标均达到理想水平，各维度与总分相关分析的结果也说明DHBS-A具有良好的结构效度。专家评定各题项的内容代表性，结果显示该量表的内容效度较高。以吃早餐质量和频率为正向效标、吃油炸烧烤食品和喝饮料频率为负向效标，与饮食健康信念总分进行相关分析结果说明DHBS-A的效标效度也可以接受。据此，本研究所设计的青少年饮食健康信念量表基本达到了测量学的标准。

(三)青少年饮食健康信念的特点

样本4的描述性统计结果表明，总体上青少年的饮食健康信念都偏正向。这一总体特点在吴志华和李美茹[22]对初中生饮食状况的调查结果中也有所体现。究其原因，可能与青少年的饮食行为受到家庭和学校的约束有关。学生的日常饮食地点大多局限在学校食堂和家庭，在食堂的常规饮食受到教师的引导，在家庭的饮食受到父母的照顾，如此双重教导对青少年形成正向的饮食健康信念有所帮助。然而，青少年怀有积极的饮食健康信念并不意味着他们一定有健康行为。正如本研究中青少年的饮食健康信念总分虽然与吃早餐频率、喝饮料频率、吃油炸烧烤食品频率等健康行为显著相关，但这种相关程度并不高。季成叶等[23]调查发现，中学生不吃早餐、吃甜食、喝饮料的比例依次为8.6%、14%、27%；另一项由龚思红等[24]发起的调查也证实中学生常常光顾小摊小贩购买熟食、甜食等不健康食品。这种认知与行为的不协调提醒广大教育工作者，不仅要关注青少年的饮食健康方面思想意识的动态，而且需要重视青少年的健康信念转化成具体行动的催化过程，以及对实施健康行为的强化和监控。

样本4的差异检验结果显示，不同性别、年级、成绩的青少年的饮食健康信念存在显著差异。性别差异方面，女生的饮食健康信念总体上高于男生，但自我效能感维度上男生却优于女生。对这一新发现可能的解释是，与女生相比，男生在日常生活中较少关注饮食刺激[25]，而且月经期女生需要注意饮食习惯。年级差异方面，高年级比低年级的青少年拥有更强烈的饮食健康信念，这也许与他们的年龄增长、心理成熟度增加有关。例如Renner, Knoll和Schwarzer[26]研究发现，身心发展水平高的青少年更容易意识到合理膳食的优势。成绩差异方面的结果值得注意，即成绩好的青少年饮食健康信念水平反而低。这一结果虽然出乎意料，但可以从Ewa等[27]的研究中找到支持，他们认为学业成绩不好的学生将关注点转移到娱乐、饮食、人际关系、生活琐事上，反而促进了其健康意识的发展。上述人口学变量上的差异，提示教育工作者在推进青少年健康教育计划和措施时，有针对性地增强男生的饮食健康信念，加大对低年级学生的教育力度，引导成绩优异的学生向课业以外的领域发展。

五、结论

本研究得到以下三点结论：(1)青少年饮食健康信念的结构；(2)《青少年饮食健康信念量表》具有较好的信度和效度；(3)青少年拥有较为积极的饮食健康信念，不同性别、年级、吃早餐频率、喝饮料频率等的青少年群体之间存在显著差异。

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