健康补偿信念量表中文版的信效度检验

2022-12-13张慧娟张淑敏

心理技术与应用 2022年11期

张慧娟张阔张淑敏

(1 南京医科大学医政学院，南京 211166)(2 南京医科大学重大公共卫生事件社会风险治理研究中心，南京 211166)(3 南开大学周恩来政府管理学院，天津 300350)(4 贵州商学院管理学院，贵阳 550014)

1 引言

吸烟、超重或肥胖以及缺乏锻炼等不良行为和生活方式是发病率和死亡率的主要决定因素(McGinnis & Foege, 1993)。人们虽明白过度摄入食物、尼古丁、酒精和缺乏锻炼的不良影响(Pinel et al., 2000)，并常愿意尝试更健康的生活方式，但许多尝试并未成功。有研究显示，大多数节食者在五年内都会恢复至其减重前的体重，五年后甚至会超过其初始重量(Volek et al., 2005)；锻炼的情况也类似，开始锻炼的人几乎有一半在前六个月内就退出了(Dishman, 1991)。人类努力在满足欲望和追求目标之间达到理想的平衡，这种寻求最大乐趣和最小痛苦间的理想平衡被称为享乐主义(Muraven & Baumeister, 2000)。但是, 欲望和健康目标之间的互不相容常会导致动机冲突并产生压力状态, 需要引入自我调节过程加以平衡(Rabiau et al., 2006)。Knäuper等人(2004)对此曾提出健康补偿性信念模型来解释该过程，认为减少动机冲突的一种可能策略是应用补偿性健康信念，这是个体的一种内在信念，认为通过实施健康行为可以补偿或抵消不健康(但愉快)行为的负面影响(Nguyen et al., 2006; Rabiau et al., 2006; Rabiau et al., 2009)。个体更倾向利用健康补偿信念解决“愉悦—内疚”困境。例如，面对一块诱人的蛋糕，一方面人们可能知道它富含饱和脂肪、胆固醇和糖，对健康有害，不该吃；另一方面又对蛋糕有一种渴望，会想象它的味道有多好。这两种相互矛盾的认识会使人产生“逃避”信念：吃蛋糕其实没事，因为我计划晚些时候去健身房，运动可以消耗吃蛋糕得到的热量，也可以保护心脏免受高胆固醇食物的影响。当个体无法抵挡诱惑时，使用健康补偿信念就成为其常用的认知策略。这是一种自主激励的调节过程，其功能是通过制定健康行为计划证明不健康行为选择的合理性，从而减少认知失调。

为有效测量健康补偿信念，Knäuper等人(2004)编制了健康补偿信念量表，旨在测量个体用健康行为来补偿不健康(大多数是愉快的)行为的认知或信念，以评估健康补偿信念的加工过程。例如，“吃一块巧克力是可以的，因为我今晚要去健身房”。该量表包含四个因子，共17个题目，其中有六个题测量与物质使用(酒精、尼古丁、咖啡)有关的补偿信念；四个题测量与饮食或睡眠习惯有关的补偿信念；四个题测量与压力有关的补偿信念；还有三个题测量与控制体重有关的补偿信念。该量表已在国外得到了较多评估与应用，如Nguyen等人(2006)发现患Ⅰ型糖尿病的青少年对自己的血糖测试持健康补偿信念。具体来说，患有糖尿病的青少年持有的健康补偿信念越多，就越难控制血糖水平，越少监控血糖，越不遵守饮食规则；Kronick和Knäuper(2010)发现限制性饮食者在面对美味饼干的食物诱惑时，内心产生了一种补偿意图，这与Monson等人(2008)的研究结果一致，即限制性饮食者自发启动健康补偿信念来应对健康风险行为的诱惑。

在量表的跨文化检验上, De Nooijer等人(2009)已验证该量表在荷兰被试中的信效度, Kaklamanou和Armitage(2012)验证了其在英国被试中的信效度，Radtke等人(2013)验证了德语版健康补偿信念量表的信效度。但是，目前该量表未见中文版本的验证，也未见国内学者开发类似的量表，而对健康补偿信念与行为的研究与应用已经得到了一定程度的关注。例如，中国营养学会早在2007年就将补偿不健康行为的概念纳入《中国居民膳食指南》中，提倡吃动平衡，以保持能量平衡(即能量摄入和能量消耗相等的情况)(中国营养学会，2007)。2022版《中国居民膳食指南》中再次鼓励健康补偿信念，建议通过运动消耗多余能量，避免脂肪堆积。改变久坐少动的不良生活方式，积极进行体育锻炼，兼顾耐力和运动锻炼(中国营养学会，2022)。膳食指南的核心信息是引入了“平衡”，即暴饮暴食可能已经是我们营养习惯的一部分，而习惯很难在短时间内改变，但可以通过减少食物摄入或增加体力活动在短时间内得到补偿(曹清明等，2022)。同时，健康补偿信念也可能导致负面结果。例如，如果某人已经计划明天补偿，就可能在今天吃高热量零食(Monson et al., 2008)。因此，还可进一步探究此信念与健康行为与健康后果之间的联系。

Christensen等人(1999)发展了非理性健康信念的概念，并建构了一个测量这种认知扭曲的量表。研究发现该量表的高分与健康行为的消极模式有关，即得分高者对医疗方案的依从性差。

在一个自我调节周期内，自我效能信念可以管理节食，控制体重。研究发现，自我效能感与生活方式的总体变化(包括体育锻炼和提供社会支持)最为一致(Kelly et al., 1991)。

还有研究发现在健康干预项目中，自信的被试比其他被试更不可能重新回到他们以前的不健康饮食方式(Gollwitzer & Oettingen, 1998)。自我效能信念较低的个体往往无法实施有计划的补偿行为(如健身)，他们可能会拖延，随着时间的推移，最初的认知失调会减弱，直到补偿意识消失。

为方便国内研究者进一步使用健康补偿信念量表开展相关研究，探索其前因和结果变量，本研究拟翻译并修订中文版健康补偿信念量表，采用与Knäuper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、多维度健康状况心理控制源量表、健康自我效能感量表和社会赞许量表作为效标量表，探究其在中国文化背景下的适用性及其心理测量学特性。

2 方法

2.1 被试

通过问卷星平台收集1094份问卷，剔除作答时长过短、规律性作答、未通过注意力检测的问卷后, 共获得有效问卷1015份, 有效率为92.7%。采用SPSS 22.0随机分组，把数据分为两个样本组，样本1有510人，BMI值[基于被试自我报告的身高(m)和体重(kg)，通过公式BMI=体重(kg)/身高(m)2得到; Prentice & Jebb, 2001]的范围[18.98，40]；样本2有505人，BMI值的范围[17.30，42.42]，样本1用于探索性因子分析，样本2用于验证性因子分析。另对样本2中的60人在四周后重测，回收有效问卷52份。样本1和样本2的人口学信息见表1。

表1 样本1和样本2人口学信息表

2.2 研究工具

2.2.1 健康补偿信念量表

由Knäuper等人(2004)编制，包含四个维度，包括物质使用、饮食或睡眠习惯、压力和体重管理四个维度，共17个题目。采用从0(一点也不接近)到4(非常接近)5点计分，总分越高代表健康补偿信念越强，越倾向于自己可以补偿不健康行为。在征得原作者授权后对该量表进行修订。先由四名心理学专业的中国留学生完成中文翻译版量表的初稿，再请两位英语专业老师对初稿进行回译，然后邀请两名英语专业老师和13名心理学研究生对回译量表和原量表进行对比。综合反馈意见，增加一个与中国人饮食习惯认知一致的题目：“多喝水可以弥补吃得太咸。”最后，四位心理学教授审定翻译和回译过程，并综合各方意见、经过文化调整后最终定稿，其计分方法与原量表相同。

2.2.2 非理性健康信念量表

由Christensen等人(1999)编制，有20个题目，每个题目都有一个简短的情景故事，要求个体阅读每一个故事并想象它发生在自己身上，然后回答自己的想法与在这种情况下想法的相似程度，采用从1(完全不是我的想法)到5(几乎完全是我的想法)的5点计分方式，得分越高，表明非理性健康信念越强。本研究中该量表作为效标量表，其Cronbach’sα系数为0.89。

2.2.3 非理性拖延量表

由Steel等人(2007)编制，有九个题目，主要用于测量个体日常生活中可能的拖延方式, 采用从1(非常不同意)到5(非常同意)的5点计分方式，得分越高表明拖延倾向越强。倪士光等人(2012)对该量表进行了汉化与修订，题目分析之后各项指标符合心理测量学要求。本研究中该量表作为效标量表，Cronbach’sα系数为0.70。

2.2.4 多维度健康状况心理控制源量表

由Wallston等人(1978)编制，包括两个平行可换的版本：表A和表B，均分为三个分量表，即内控性量表、有势力的他人控制量表和机遇量表，分别从不同方面评定个体对健康的看法和心理控制源的倾向。汪向东等人(1999)对其进行了汉化修订，形成了中文版多维度健康状况心理控制源量表。三个分量表均有六个题目，采用从1(强烈不同意)到5(强烈同意)的5点计分方式，通过各个题目的总和计算得分，高分代表个体有较强的倾向性。该测量方法广泛应用于健康—行为领域，具有良好的信效度。在本研究中，三个分量表的Cronbach’sα系数分别为0.55、0.58、0.62。

2.2.5 健康自我效能感量表

由Lee等人(2008)编制，有五个题目，主要用于评定个体关于自我健康把控的自信程度。采用从0(非常不同意)到4(非常同意)的5点计分方式。得分越高，表明健康自我效能感越强。本研究中该量表作为效标量表，其Cronbach’sα系数为0.88。

2.2.6 社会赞许量表

由Crowne和Marlowe(1960)编制，共33个题目，用于评估个体是否倾向以社会期望的方式得到回应。汪向东等人(1999)对其进行了汉化修订，形成了中文简版社会赞许量表，采用迫选法，要求受测者对条目描述是否与自己实际情况相符做出评价。选“否”计0分，选“是”计1分，加总后，分数越高表明被试具有越高水平的社会赞许反应。该量表在本研究中的Cronbach’sα系数为0.93。

2.3 数据分析

釆用SPSS 22.0对数据进行描述性统计、项目分析、探索性因子分析和信度分析等；使用AMOS 22.0进行验证性因子分析、效度分析等。

3 结果

3.1 探索性因子分析

首先检验样本1所获的数据。KMO值为0.89，Bartlett的球形度检验值为χ2=3339.27(df=153,p<0.001)，表明适合进行因子分析。采用主成分分析法、正交旋转法提取因子，结果有四个因子的特征根值(分别为3.37、2.99、2.30、2.08)大于1，且远大于第五个因子，分别解释18.71%、16.59%、12.79%和11.56%的总体变异。特征值大于1原则和碎石图显示抽取四个因子最为合适。因此，本研究最终提取四个因子，解释的方差变异为59.65%。第一个因子为物质使用，有六个题，主要测量与物质使用(酒精、尼古丁、咖啡)有关的补偿信念；第二个因子为睡眠或饮食习惯，有五个题，主要测量与饮食或睡眠习惯有关的补偿信念，新增题目“多喝水可以弥补吃得太咸的影响”聚类在该因子下；第三个因子为压力，有四个题，主要测量与压力有关的补偿信念；第四个因子为体重管理，有三个题，主要测量与控制体重有关的补偿信念。对健康补偿信念量表的总分按照从高到低的顺序排序，选出得分较低的27%的被试为健康补偿信念低分组，得分较高的27%为健康补偿信念高分组。然后，对这两组被试在每个项目上的评分进行独立样本t检验。结果发现，所有题目在高、低组间的差异均显著(p<0.001)。另外对每个题目的得分与总分进行相关分析，结果显示，相关系数在0.38到0.69之间，而且都在0.001水平下显著。具体结果见表2。

表2 中文版健康补偿信念量表:题目、因子负荷值和区分度(n=510)

3.2 验证性因子分析

采用AMOS 22.0对样本2(n=505)进行验证性因子分析。以单因子结构为竞争模型，比较四因子结构是否为最佳模型。结果如表3所示，综合评估各指标可知，四因子结构模型比单因子结构模型拟合效果更好，且指标满足心理测量学的要求，由此认为该量表为四因子结构模型，且具有较好的结构效度。标准化路径系数见图1。

表3 中文版健康补偿信念量表模型拟合度指数(n=505)

图1 标准化四因子结构方程模型(n=505)

由表4可见，平均方差抽取值AVE全部大于0.4，而且组合信度CR值全部大于0.7，因而量表的收敛效度可接受。因子1与因子2，因子4与因子2的相关系数稍大于AVE平方根，其余均小于AVE平方根，说明量表具有良好的区分效度。

表4 中文版健康补偿信念量表的四因子相关系数、AVE根值和CR值(n=505)

3.3 信度

量表总体Cronbach’sα系数为0.87，四因子的Cronbach’sα系数在0.71～0.81之间。间隔四周的重测数据分析显示：量表总体重测信度为0.79，四因子的重测信度在0.68～0.75之间。信度分析结果详见表5。

表5 中文版健康补偿信念量表总体及各因子的信度分析(n=505)

3.4 效标效度

如表6结果所示，健康补偿信念量表总分与非理性健康信念量表总分(r=0.52,p<0.01)呈显著正相关，健康补偿信念量表总分、非理性健康信念量表总分都与非理性拖延量表总分(r1=0.26,p<0.01;r2=0.42,p<0.01)呈显著正相关，但前者相关系数显著小于后者。这表明健康补偿信念量表与非理性健康信念量表在评估健康信念方面似乎有些重叠，可能是因为这两个量表都是测量个体进行不健康行为而产生的认知失调。然而，深入分析两个量表的二元相关性与其他测量方法发现，二者的关联模式是完全不同的。内控性量表、有势力的他人控制量表和机遇量表得分均与非理性健康信念量表总分(r1=0.21,p<0.01;r1=0.40,p<0.01;r2=0.53,p<0.01)呈显著正相关，内控性量表、有势力的他人控制量表和机遇量表得分与健康补偿信念量表无显著相关。健康补偿信念量表总分与健康自我效能感量表总分呈现显著负相关(r=-0.27,p<0.05)，非理性健康信念量表总分与健康自我效能感量表总分无显著相关。健康补偿信念量表总分与社会赞许量表总分无显著相关，但非理性健康信念量表总分与社会赞许量表总分呈显著负相关(r=-0.17,p<0.01)。尽管健康补偿信念量表与非理性健康信念量表有一定程度的重叠，但它们与其他变量的关联模式不同，这表明它们测量了不同类型的健康信念。

表6 中文版健康补偿信念量表与各效标的相关矩阵(N=1015)

4 讨论

本研究的目的是修订Knäuper等人(2004)编制的健康补偿信念量表，检验其信效度。从探索性因素分析的结果来看，修订后的中文版健康补偿信念量表与原量表构念一致，包含物质使用、饮食或睡眠习惯、压力、体重管理共四个因子。从验证性因子分析结果来看，中文版健康补偿信念量表的四因子模型拟合度良好，表明其有良好的结构效度。中文版健康补偿信念量表和原量表都有足够高的内部一致性，这意味着所有的题目都表达了同一个中心概念：假设个体普遍存在一种认知倾向，认为不健康的行为可以得到补偿。中文版健康补偿信念量表的重测信度略高于原量表(Knäuper et al., 2004)，可能是因为中文版的重测间隔时间较短。

在条目方面，根据中国人的饮食偏好，中文版健康补偿信念量表增加了一个条目“多喝水可以弥补吃得太咸的影响”，根据因子分析，新增条目聚在第二个因子“饮食或睡眠习惯”下，因子负荷值>0.4，符合预想和量表要求。与原量表一致的是，中文版健康补偿信念量表总分与非理性健康信念量表、非理性拖延量表总分显著正相关，与健康自我效能感呈现显著负相关，与社会赞许量表呈负相关。在健康信念的测量上，中文版健康补偿信念量表与非理性健康信念量表有一些重叠。然而，这两个量表在与其他结构的关联模式上显示出明显的差异。健康补偿信念量表测量的是健康相关行为自我调节的信念，但非理性健康信念量表测量的是对健康事件的信念和归因。这表明中文版健康补偿信念量表在中国样本中具有良好的区分效度和收敛效度。

本研究验证了中文版健康补偿信念量表具有稳定的因子结构，新增的条目符合量表要求，聚类在“饮食或睡眠习惯”因子下，符合中国文化背景下的饮食习惯和认知，同时，中文版健康补偿信念量表具有良好的信度和一定的收敛效度与区分效度。因子分析表明，健康补偿信念量表的四个具体内容实质性相关。个体倾向使用补偿信念调节某一领域(例如，物质使用)的健康行为，也倾向在另一领域(例如，饮食或睡眠习惯)中做同样的事情，即倾向使用健康补偿信念量表调节行为代表了一种更普遍的健康行为加工路径，不同领域的行为是健康补偿信念的具体表现(Kaklamanou, et al., 2013)。因此，量表总分和子量表得分都是有意义的。具体而言，健康补偿信念量表总分为复杂健康结果提供最佳预测，范围明确；内容特定的子量表分数在预测特定内容标准(例如,与物质使用相关的风险行为)方面最为有效(Storm, et al., 2017)。因此，中文版健康补偿信念量表可以作为评估中国被试健康补偿认知的工具，也可以作为鉴别特定健康领域的行为干预水平的指标。

本研究也存在不足。首先，健康信念与行为受地理及文化因素的影响明显，取样在地理来源分布和抽样代表性上仍存在一定欠缺，需进一步扩大样本量及样本的多样性以测试其心理测量学特征。其次，健康补偿信念相关的不健康行为对健康有多重负面影响，对此，补偿行为可能有所弥补，但并不能抵消。例如，第六个条目“吸烟的影响可以通过锻炼来弥补”，锻炼可以预防心脏病，并提高新陈代谢，具有多方面健康保护功能，但吸烟对身体的不良影响不可能靠锻炼全部弥补(Kuper, et al., 2002; Taut et al., 2008)。未来研究需要确定区分正确和不正确健康补偿信念的标准，并进一步探究它们在健康行为调节中的作用。