健康補償信念量表中文版的信效度檢驗

張慧娟 張 闊 張淑敏

(1 南京醫科大學醫政學院，南京 211166)(2 南京醫科大學重大公共衛生事件社會風險治理研究中心，南京 211166)(3 南開大學周恩來政府管理學院，天津 300350)(4 貴州商學院管理學院，貴陽 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病率和死亡率的主要決定因素(McGinnis & Foege, 1993)。人們雖明白過度攝入食物、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，大多數節食者在五年內都會恢復至其減重前的體重，五年后甚至會超過其初始重量(Volek et al., 2005)；鍛煉的情況也類似，開始鍛煉的人幾乎有一半在前六個月內就退出了(Dishman, 1991)。人類努力在滿足欲望和追求目標之間達到理想的平衡，這種尋求最大樂趣和最小痛苦間的理想平衡被稱為享樂主義(Muraven & Baumeister, 2000)。但是, 欲望和健康目標之間的互不相容常會導致動機沖突并產生壓力狀態, 需要引入自我調節過程加以平衡(Rabiau et al., 2006)。Kn?uper等人(2004)對此曾提出健康補償性信念模型來解釋該過程，認為減少動機沖突的一種可能策略是應用補償性健康信念，這是個體的一種內在信念，認為通過實施健康行為可以補償或抵消不健康(但愉快)行為的負面影響(Nguyen et al., 2006; Rabiau et al., 2006; Rabiau et al., 2009)。個體更傾向利用健康補償信念解決“愉悅—內疚”困境。例如，面對一塊誘人的蛋糕，一方面人們可能知道它富含飽和脂肪、膽固醇和糖，對健康有害，不該吃；另一方面又對蛋糕有一種渴望，會想象它的味道有多好。這兩種相互矛盾的認識會使人產生“逃避”信念：吃蛋糕其實沒事，因為我計劃晚些時候去健身房，運動可以消耗吃蛋糕得到的熱量，也可以保護心臟免受高膽固醇食物的影響。當個體無法抵擋誘惑時，使用健康補償信念就成為其常用的認知策略。這是一種自主激勵的調節過程，其功能是通過制定健康行為計劃證明不健康行為選擇的合理性，從而減少認知失調。

為有效測量健康補償信念，Kn?uper等人(2004)編制了健康補償信念量表，旨在測量個體用健康行為來補償不健康(大多數是愉快的)行為的認知或信念，以評估健康補償信念的加工過程。例如，“吃一塊巧克力是可以的，因為我今晚要去健身房”。該量表包含四個因子，共17個題目，其中有六個題測量與物質使用(酒精、尼古丁、咖啡)有關的補償信念；四個題測量與飲食或睡眠習慣有關的補償信念；四個題測量與壓力有關的補償信念；還有三個題測量與控制體重有關的補償信念。該量表已在國外得到了較多評估與應用，如Nguyen等人(2006)發現患Ⅰ型糖尿病的青少年對自己的血糖測試持健康補償信念。具體來說，患有糖尿病的青少年持有的健康補償信念越多，就越難控制血糖水平，越少監控血糖，越不遵守飲食規則；Kronick和Kn?uper(2010)發現限制性飲食者在面對美味餅干的食物誘惑時，內心產生了一種補償意圖，這與Monson等人(2008)的研究結果一致，即限制性飲食者自發啟動健康補償信念來應對健康風險行為的誘惑。

在量表的跨文化檢驗上, De Nooijer等人(2009)已驗證該量表在荷蘭被試中的信效度, Kaklamanou和Armitage(2012)驗證了其在英國被試中的信效度，Radtke等人(2013)驗證了德語版健康補償信念量表的信效度。但是，目前該量表未見中文版本的驗證，也未見國內學者開發類似的量表，而對健康補償信念與行為的研究與應用已經得到了一定程度的關注。例如，中國營養學會早在2007年就將補償不健康行為的概念納入《中國居民膳食指南》中，提倡吃動平衡，以保持能量平衡(即能量攝入和能量消耗相等的情況)(中國營養學會，2007)。2022版《中國居民膳食指南》中再次鼓勵健康補償信念，建議通過運動消耗多余能量，避免脂肪堆積。改變久坐少動的不良生活方式，積極進行體育鍛煉，兼顧耐力和運動鍛煉(中國營養學會，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是我們營養習慣的一部分，而習慣很難在短時間內改變，但可以通過減少食物攝入或增加體力活動在短時間內得到補償(曹清明等，2022)。同時，健康補償信念也可能導致負面結果。例如，如果某人已經計劃明天補償，就可能在今天吃高熱量零食(Monson et al., 2008)。因此，還可進一步探究此信念與健康行為與健康后果之間的聯系。

Christensen等人(1999)發展了非理性健康信念的概念，并建構了一個測量這種認知扭曲的量表。研究發現該量表的高分與健康行為的消極模式有關，即得分高者對醫療方案的依從性差。

在一個自我調節周期內，自我效能信念可以管理節食，控制體重。研究發現，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支持)最為一致(Kelly et al., 1991)。

還有研究發現在健康干預項目中，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體往往無法實施有計劃的補償行為(如健身)，他們可能會拖延，隨著時間的推移，最初的認知失調會減弱，直到補償意識消失。

為方便國內研究者進一步使用健康補償信念量表開展相關研究，探索其前因和結果變量，本研究擬翻譯并修訂中文版健康補償信念量表，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贊許量表作為效標量表，探究其在中國文化背景下的適用性及其心理測量學特性。

2 方法

2.1 被試

通過問卷星平臺收集1094份問卷，剔除作答時長過短、規律性作答、未通過注意力檢測的問卷后, 共獲得有效問卷1015份, 有效率為92.7%。采用SPSS 22.0隨機分組，把數據分為兩個樣本組，樣本1有510人，BMI值[基于被試自我報告的身高(m)和體重(kg)，通過公式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用于驗證性因子分析。另對樣本2中的60人在四周后重測，回收有效問卷52份。樣本1和樣本2的人口學信息見表1。

表1 樣本1和樣本2人口學信息表

2.2 研究工具

2.2.1 健康補償信念量表

由Kn?uper等人(2004)編制，包含四個維度，包括物質使用、飲食或睡眠習慣、壓力和體重管理四個維度，共17個題目。采用從0(一點也不接近)到4(非常接近)5點計分，總分越高代表健康補償信念越強，越傾向于自己可以補償不健康行為。在征得原作者授權后對該量表進行修訂。先由四名心理學專業的中國留學生完成中文翻譯版量表的初稿，再請兩位英語專業老師對初稿進行回譯，然后邀請兩名英語專業老師和13名心理學研究生對回譯量表和原量表進行對比。綜合反饋意見，增加一個與中國人飲食習慣認知一致的題目：“多喝水可以彌補吃得太咸。”最后，四位心理學教授審定翻譯和回譯過程，并綜合各方意見、經過文化調整后最終定稿，其計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個題目，每個題目都有一個簡短的情景故事，要求個體閱讀每一個故事并想象它發生在自己身上，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點計分方式，得分越高，表明非理性健康信念越強。本研究中該量表作為效標量表，其Cronbach’sα系數為0.89。

2.2.3 非理性拖延量表

由Steel等人(2007)編制，有九個題目，主要用于測量個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點計分方式，得分越高表明拖延傾向越強。倪士光等人(2012)對該量表進行了漢化與修訂，題目分析之后各項指標符合心理測量學要求。本研究中該量表作為效標量表，Cronbach’sα系數為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，包括兩個平行可換的版本：表A和表B，均分為三個分量表，即內控性量表、有勢力的他人控制量表和機遇量表，分別從不同方面評定個體對健康的看法和心理控制源的傾向。汪向東等人(1999)對其進行了漢化修訂，形成了中文版多維度健康狀況心理控制源量表。三個分量表均有六個題目，采用從1(強烈不同意)到5(強烈同意)的5點計分方式，通過各個題目的總和計算得分，高分代表個體有較強的傾向性。該測量方法廣泛應用于健康—行為領域，具有良好的信效度。在本研究中，三個分量表的Cronbach’sα系數分別為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，有五個題目，主要用于評定個體關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點計分方式。得分越高，表明健康自我效能感越強。本研究中該量表作為效標量表，其Cronbach’sα系數為0.88。

2.2.6 社會贊許量表

由Crowne和Marlowe(1960)編制，共33個題目，用于評估個體是否傾向以社會期望的方式得到回應。汪向東等人(1999)對其進行了漢化修訂，形成了中文簡版社會贊許量表，采用迫選法，要求受測者對條目描述是否與自己實際情況相符做出評價。選“否”計0分，選“是”計1分，加總后，分數越高表明被試具有越高水平的社會贊許反應。該量表在本研究中的Cronbach’sα系數為0.93。

2.3 數據分析

釆用SPSS 22.0對數據進行描述性統計、項目分析、探索性因子分析和信度分析等；使用AMOS 22.0進行驗證性因子分析、效度分析等。

3 結果

3.1 探索性因子分析

首先檢驗樣本1所獲的數據。KMO值為0.89，Bartlett的球形度檢驗值為χ2=3339.27(df=153,p<0.001)，表明適合進行因子分析。采用主成分分析法、正交旋轉法提取因子，結果有四個因子的特征根值(分別為3.37、2.99、2.30、2.08)大于1，且遠大于第五個因子，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因子最為合適。因此，本研究最終提取四個因子，解釋的方差變異為59.65%。第一個因子為物質使用，有六個題，主要測量與物質使用(酒精、尼古丁、咖啡)有關的補償信念；第二個因子為睡眠或飲食習慣，有五個題，主要測量與飲食或睡眠習慣有關的補償信念，新增題目“多喝水可以彌補吃得太咸的影響”聚類在該因子下；第三個因子為壓力，有四個題，主要測量與壓力有關的補償信念；第四個因子為體重管理，有三個題，主要測量與控制體重有關的補償信念。對健康補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%的被試為健康補償信念低分組，得分較高的27%為健康補償信念高分組。然后，對這兩組被試在每個項目上的評分進行獨立樣本t檢驗。結果發現，所有題目在高、低組間的差異均顯著(p<0.001)。另外對每個題目的得分與總分進行相關分析，結果顯示，相關系數在0.38到0.69之間，而且都在0.001水平下顯著。具體結果見表2。

表2 中文版健康補償信念量表:題目、因子負荷值和區分度(n=510)

3.2 驗證性因子分析

采用AMOS 22.0對樣本2(n=505)進行驗證性因子分析。以單因子結構為競爭模型，比較四因子結構是否為最佳模型。結果如表3所示，綜合評估各指標可知，四因子結構模型比單因子結構模型擬合效果更好，且指標滿足心理測量學的要求，由此認為該量表為四因子結構模型，且具有較好的結構效度。標準化路徑系數見圖1。

表3 中文版健康補償信念量表模型擬合度指數(n=505)

圖1 標準化四因子結構方程模型(n=505)

由表4可見，平均方差抽取值AVE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的相關系數稍大于AVE平方根，其余均小于AVE平方根，說明量表具有良好的區分效度。

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

3.3 信度

量表總體Cronbach’sα系數為0.87，四因子的Cronbach’sα系數在0.71～0.81之間。間隔四周的重測數據分析顯示：量表總體重測信度為0.79，四因子的重測信度在0.68～0.75之間。信度分析結果詳見表5。

表5 中文版健康補償信念量表總體及各因子的信度分析(n=505)

3.4 效標效度

如表6結果所示，健康補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，健康補償信念量表總分、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，但前者相關系數顯著小于后者。這表明健康補償信念量表與非理性健康信念量表在評估健康信念方面似乎有些重疊，可能是因為這兩個量表都是測量個體進行不健康行為而產生的認知失調。然而，深入分析兩個量表的二元相關性與其他測量方法發現，二者的關聯模式是完全不同的。內控性量表、有勢力的他人控制量表和機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，內控性量表、有勢力的他人控制量表和機遇量表得分與健康補償信念量表無顯著相關。健康補償信念量表總分與健康自我效能感量表總分呈現顯著負相關(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顯著相關。健康補償信念量表總分與社會贊許量表總分無顯著相關，但非理性健康信念量表總分與社會贊許量表總分呈顯著負相關(r=-0.17,p<0.01)。盡管健康補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聯模式不同，這表明它們測量了不同類型的健康信念。

表6 中文版健康補償信念量表與各效標的相關矩陣(N=1015)

4 討論

本研究的目的是修訂Kn?uper等人(2004)編制的健康補償信念量表，檢驗其信效度。從探索性因素分析的結果來看，修訂后的中文版健康補償信念量表與原量表構念一致，包含物質使用、飲食或睡眠習慣、壓力、體重管理共四個因子。從驗證性因子分析結果來看，中文版健康補償信念量表的四因子模型擬合度良好，表明其有良好的結構效度。中文版健康補償信念量表和原量表都有足夠高的內部一致性，這意味著所有的題目都表達了同一個中心概念：假設個體普遍存在一種認知傾向，認為不健康的行為可以得到補償。中文版健康補償信念量表的重測信度略高于原量表(Kn?uper et al., 2004)，可能是因為中文版的重測間隔時間較短。

在條目方面，根據中國人的飲食偏好，中文版健康補償信念量表增加了一個條目“多喝水可以彌補吃得太咸的影響”，根據因子分析，新增條目聚在第二個因子“飲食或睡眠習慣”下，因子負荷值>0.4，符合預想和量表要求。與原量表一致的是，中文版健康補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，與健康自我效能感呈現顯著負相關，與社會贊許量表呈負相關。在健康信念的測量上，中文版健康補償信念量表與非理性健康信念量表有一些重疊。然而，這兩個量表在與其他結構的關聯模式上顯示出明顯的差異。健康補償信念量表測量的是健康相關行為自我調節的信念，但非理性健康信念量表測量的是對健康事件的信念和歸因。這表明中文版健康補償信念量表在中國樣本中具有良好的區分效度和收斂效度。

本研究驗證了中文版健康補償信念量表具有穩定的因子結構，新增的條目符合量表要求，聚類在“飲食或睡眠習慣”因子下，符合中國文化背景下的飲食習慣和認知，同時，中文版健康補償信念量表具有良好的信度和一定的收斂效度與區分效度。因子分析表明，健康補償信念量表的四個具體內容實質性相關。個體傾向使用補償信念調節某一領域(例如，物質使用)的健康行為，也傾向在另一領域(例如，飲食或睡眠習慣)中做同樣的事情，即傾向使用健康補償信念量表調節行為代表了一種更普遍的健康行為加工路徑，不同領域的行為是健康補償信念的具體表現(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，健康補償信念量表總分為復雜健康結果提供最佳預測，范圍明確；內容特定的子量表分數在預測特定內容標準(例如,與物質使用相關的風險行為)方面最為有效(Storm, et al., 2017)。因此，中文版健康補償信念量表可以作為評估中國被試健康補償認知的工具，也可以作為鑒別特定健康領域的行為干預水平的指標。

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，取樣在地理來源分布和抽樣代表性上仍存在一定欠缺，需進一步擴大樣本量及樣本的多樣性以測試其心理測量學特征。其次，健康補償信念相關的不健康行為對健康有多重負面影響，對此，補償行為可能有所彌補，但并不能抵消。例如，第六個條目“吸煙的影響可以通過鍛煉來彌補”，鍛煉可以預防心臟病，并提高新陳代謝，具有多方面健康保護功能，但吸煙對身體的不良影響不可能靠鍛煉全部彌補(Kuper, et al., 2002; Taut et al., 2008)。未來研究需要確定區分正確和不正確健康補償信念的標準，并進一步探究它們在健康行為調節中的作用。

5 結論

中文健康補償信念量表在中國被試中呈四因子結構，分別為物質使用、飲食或睡眠習慣、壓力和體重管理；中文版健康補償信念量表的結構效度和效標關聯效度良好，同質性信度和重測信度良好，可作為評估中國人健康補償信念的有效工具。