放牧飲食行為測(cè)評(píng)量表的漢化及其在減重代謝術(shù)后患者中的信效度檢驗(yàn)

花紅霞，梁輝，許勤，朱涵菲，楊寧琍*

隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)水平的高速發(fā)展及居民生活方式的改變，全球超重人群比例呈快速增長(zhǎng)趨勢(shì)[1]。減重代謝術(shù)是治療中、重度肥胖的有效方法，其減重效果明顯，且能長(zhǎng)期維持個(gè)體體質(zhì)量處于較為適宜的狀態(tài)[2]。現(xiàn)階段減重代謝術(shù)廣泛開(kāi)展，2021年我國(guó)手術(shù)量達(dá)23 040臺(tái)[3]。然而，不同患者減重代謝術(shù)后體質(zhì)量減輕程度的差異較大，部分患者在術(shù)后1～2年、甚至術(shù)后6個(gè)月即發(fā)生復(fù)胖[4]。研究提示，減重代謝術(shù)后患者的放牧飲食行為（grazing behavior）與體質(zhì)量減輕速度緩慢（尤其是遠(yuǎn)期復(fù)胖）明顯相關(guān)[5]。放牧飲食行為是指?jìng)€(gè)體在很長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)，以一種無(wú)計(jì)劃、重復(fù)的方式攝入少量食物，對(duì)饑餓感和/或飽腹感沒(méi)有反應(yīng)的進(jìn)食行為，包含兩種亞型，即強(qiáng)迫型放牧飲食（以強(qiáng)烈的失控感為特征）和非強(qiáng)迫型放牧飲食（更傾向于表現(xiàn)為重復(fù)性、無(wú)意識(shí)地?cái)z入食物）[6]。據(jù)報(bào)道，放牧飲食的發(fā)生率會(huì)隨著術(shù)后時(shí)間的延長(zhǎng)而不斷增加，術(shù)后6個(gè)月、2年、10年的發(fā)生率分別為16%、45.3%、46.5%[7]。因此，對(duì)減重代謝術(shù)后患者放牧飲食行為的早期發(fā)現(xiàn)和準(zhǔn)確評(píng)估尤為重要。然而，目前尚缺乏針對(duì)減重代謝術(shù)后患者放牧飲食行為的測(cè)評(píng)工具，現(xiàn)有研究多采用結(jié)構(gòu)式訪(fǎng)談法評(píng)估患者的放牧飲食行為，存在一定主觀(guān)性，也不利于大規(guī)模數(shù)據(jù)調(diào)研[8]。CONCEI??O 等[9]于 2014 年針對(duì)減重代謝術(shù)患者編制了共12個(gè)條目的放牧飲食行為測(cè)評(píng)量表〔Repetitive Eating Questionnaire，Rep（eat）-Q〕，2017年該學(xué)者在葡萄牙減重代謝術(shù)后患者中驗(yàn)證了Rep（eat）-Q的信效度，結(jié)果提示，Rep（eat）-Q具有較好的內(nèi)部一致性和穩(wěn)定性，并與減重代謝術(shù)患者的臨床結(jié)局之間存在明顯相關(guān)性，可快速、準(zhǔn)確地評(píng)估減重代謝術(shù)后患者的放牧飲食行為。然而，國(guó)內(nèi)對(duì)減重代謝術(shù)后患者放牧飲食行為的關(guān)注很少，尚缺乏針對(duì)減重代謝術(shù)后患者放牧飲食行為的量性測(cè)評(píng)工具。因此，本研究旨在漢化和引進(jìn)Rep（eat）-Q，并在我國(guó)減重代謝術(shù)后患者中檢驗(yàn)其信度與效度，以期為我國(guó)減重代謝術(shù)后患者的放牧飲食行為提供可靠的測(cè)量工具。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象 于2022-08-31，采取方便抽樣法抽取2022年3—8月南京醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院減重隨訪(fǎng)門(mén)診收治的減重代謝術(shù)后患者294例為調(diào)查對(duì)象。參考樣本量計(jì)算方法，以量表?xiàng)l目數(shù)的5～10倍為準(zhǔn)則，總樣本至少275例，實(shí)際納入294例[10-11]。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）年齡≥18歲；（2）符合《中國(guó)肥胖和2型糖尿病外科治療指南（2019版）》手術(shù)適應(yīng)證[12]，經(jīng)行初次減重代謝術(shù)者；（3）經(jīng)行初次減重代謝術(shù)距入組時(shí)間≥6個(gè)月者；（4）無(wú)嚴(yán)重認(rèn)知功能或語(yǔ)言溝通障礙者；（5）愿意參加本研究，并簽署知情同意書(shū)者。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）患有嚴(yán)重的心、腦、肺、腎、血液系統(tǒng)等原發(fā)疾病及惡性腫瘤者；（2）術(shù)后存在嚴(yán)重并發(fā)癥；（3）隨意勾選問(wèn)卷，呈現(xiàn)規(guī)律性作答者；（4）填寫(xiě)問(wèn)卷過(guò)程中放棄作答、中途退出者。本研究經(jīng)南京醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院倫理委員會(huì)審核批準(zhǔn)（審批號(hào)：2018-SR-107）。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料調(diào)查表由研究團(tuán)隊(duì)自行設(shè)計(jì)，調(diào)查內(nèi)容包括患者的性別、年齡、文化程度、婚姻狀況、手術(shù)方式、術(shù)后時(shí)間、體質(zhì)指數(shù)（body mass index，BMI）。

1.2.2 Rep（eat）-Q 及其漢化

1.2.2.1 Rep（eat）-Q 由 CONCEI??O 等[6]編 制，包括非強(qiáng)迫型放牧飲食、強(qiáng)迫型放牧飲食維度，共12個(gè)條目，用于測(cè)量患者過(guò)去4周內(nèi)放牧飲食行為的發(fā)生頻率，各條目采用0～6分計(jì)分法：從不=0分，很少（＜1 d/周）=1分，偶爾（1 d/周）=2分，有時(shí)（2～3 d/周）=3分，經(jīng)常（4～5 d/周）=4分，通常（6 d/周）=5分，總是（7 d/周）=6分。量表總分為各條目得分的均值，總分≥1.25分提示患者存在放牧飲食行為。該量表是首個(gè)針對(duì)減重代謝術(shù)患者開(kāi)發(fā)的放牧飲食行為測(cè)評(píng)量表，總量表的Cronbach'sα系數(shù)為0.923，信效度良好[9]。

1.2.2.2 Rep（eat）-Q的漢化過(guò)程 通過(guò)E-mail聯(lián)系原量表作者獲得漢化授權(quán)。（1）翻譯與回譯：本研究嚴(yán)格遵循Brislin翻譯-回譯標(biāo)準(zhǔn)[13]，由2名母語(yǔ)為中文的護(hù)理專(zhuān)業(yè)研究生分別將Rep（eat）-Q翻譯成中文，并以書(shū)面報(bào)告形式記錄翻譯過(guò)程；第3名研究者將2份翻譯初稿整合為1份新的翻譯文稿，形成Rep（eat）-Q中文版初稿；隨后邀請(qǐng)2名未接觸過(guò)原量表的專(zhuān)家（1名為國(guó)外留學(xué)的護(hù)理學(xué)博士，另1名為高校英語(yǔ)教師）對(duì)Rep（eat）-Q中文版初稿進(jìn)行回譯，對(duì)比回譯版本與原量表，確定翻譯版本能否反映原量表內(nèi)容，修改語(yǔ)義不同之處。通過(guò)發(fā)送郵件的方式將回譯稿發(fā)送給量表原作者，向原作者請(qǐng)教量表中難以確定的語(yǔ)義（“snacked”），采取原作者建議將該詞翻譯為“吃零食”，從而形成中文譯稿初版。（2）專(zhuān)家評(píng)議：邀請(qǐng)5名專(zhuān)家組成專(zhuān)家委員會(huì)審閱Rep（eat）-Q原量表和中文版Rep（eat）-Q，從語(yǔ)義等價(jià)、習(xí)語(yǔ)等價(jià)、經(jīng)驗(yàn)等價(jià)、概念等價(jià)4個(gè)維度實(shí)現(xiàn)原版與中文版量表的等價(jià)性，對(duì)中文版量表中的語(yǔ)言進(jìn)行跨文化調(diào)試和修改。5名專(zhuān)家的基本信息見(jiàn)表1，專(zhuān)家評(píng)議后的具體修改內(nèi)容如下：考慮該量表為自陳式問(wèn)卷，將初稿所有條目中的“你”改為“我”；將“正餐之間”改為“兩餐之間”；將條目3“我會(huì)在不注意的情況下吃零食”改為“我會(huì)不經(jīng)意地吃零食”。（3）預(yù)調(diào)查：按照研究對(duì)象的納入、排除標(biāo)準(zhǔn)，采用便利抽樣法選擇20例減重代謝術(shù)后患者參加預(yù)調(diào)查，由受試者獨(dú)立完成量表填寫(xiě)后，研究者詢(xún)問(wèn)受試者在填寫(xiě)過(guò)程中有無(wú)疑惑或難以回答的條目，考察受試者理解度后發(fā)現(xiàn)受試者對(duì)各條目中涉及的“吃零食”“兩餐間”及條目7“我不想吃東西，但覺(jué)得不可控制地在吃”理解有一定難度，予以調(diào)整，具體包括：增加“吃零食”的具體解釋?zhuān)侵赋蝗杖突蛴?jì)劃性加餐以外的所有食物（小零嘴），包括水果、牛奶、酸奶、咖啡、面食、糖果、堅(jiān)果、薯片、飲料、油炸食品等；將“兩餐間”改為“兩餐間（如早餐和午餐間）”；將條目7改為“我不想吃東西，但覺(jué)得控制不住自己的嘴”。將修改之處通過(guò)郵件反饋給原作者，獲得同意后形成Rep（eat）-Q中文版終稿，包括2個(gè)維度，共12個(gè)條目，條目1～6屬于非強(qiáng)迫型放牧飲食維度，條目7～12屬于強(qiáng)迫型放牧飲食維度。

表1 專(zhuān)家的基本信息Table 1 General information for the experts

1.2.3 三 因 素 飲 食 量 表（Three-Factor Eating Questionnaire，TFEQ）-R21 由 STUNKARD 等[14]開(kāi)發(fā)，包括51個(gè)條目，是應(yīng)用較廣泛的飲食行為自評(píng)工具。KARLSSON等[15]將其精簡(jiǎn)后形成共18個(gè)條目的TFEQ-R18，包括3個(gè)維度，即情緒性進(jìn)食（3個(gè)條目）、限制性進(jìn)食（6個(gè)條目）、失控性進(jìn)食（9個(gè)條目）。ROSNAH等[16]為保證各維度間條目數(shù)量的均衡性，將情緒性進(jìn)食維度的條目增至6項(xiàng)，形成了TEFQ-R21。張婷婷等[17]于2016年將其引進(jìn)并驗(yàn)證，各維度Cronbach'sα系數(shù)為0.76～0.89，重測(cè)信度系數(shù)均＞0.7，具有良好的內(nèi)容及效標(biāo)效度。其中條目1～20采用Likert 4級(jí)計(jì)分法，條目21采用1～8數(shù)字計(jì)分，1～16題反向計(jì)分，每個(gè)維度評(píng)分為各條目得分之和，評(píng)分越高，提示個(gè)體存在越嚴(yán)重的情緒性進(jìn)食、限制性進(jìn)食、失控性進(jìn)食。本研究將其用于Rep（eat）-Q中文版的效標(biāo)效度檢驗(yàn)。

1.3 資料收集方法 采用一般資料調(diào)查表、Rep（eat）-Q中文版、TEFQ-R21量表對(duì)調(diào)查對(duì)象進(jìn)行自填式問(wèn)卷調(diào)查，由研究者向調(diào)查對(duì)象介紹調(diào)查目的，并說(shuō)明對(duì)其資料予以保密，征得其同意后，發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷，調(diào)查對(duì)象獨(dú)立填寫(xiě)問(wèn)卷，如其反映問(wèn)卷中條目表述不清楚，由研究者本人對(duì)其解釋后完成。問(wèn)卷回收后及時(shí)整理，問(wèn)卷未完整作答視作無(wú)效問(wèn)卷。共發(fā)放問(wèn)卷300份，回收問(wèn)卷294份，有效回收率為98.0%。

1.4 信度與效度分析 量表信度采用Cronbach'sα系數(shù)、Guttman分半信度系數(shù)評(píng)價(jià)；2周后，選擇20例患者重測(cè)，分別計(jì)算前后2次量表總分及各維度得分的Pearson相關(guān)系數(shù)以評(píng)價(jià)重測(cè)信度。量表效度采用結(jié)構(gòu)效度、內(nèi)容效度、效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度進(jìn)行評(píng)價(jià)。（1）結(jié)構(gòu)效度：將所有樣本隨機(jī)分為兩部分，一部分樣本數(shù)據(jù)用于計(jì)算KMO值、Bartlett's 球形檢驗(yàn)，行探索性因子分析；另一部分樣本數(shù)據(jù)用于行驗(yàn)證性因子分析，采用最大似然法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛿M合情況。（2）內(nèi)容效度：邀請(qǐng)本院減重代謝外科的5名專(zhuān)家評(píng)價(jià)各條目與問(wèn)卷所測(cè)量放牧飲食行為間的相關(guān)性，計(jì)算各條目的內(nèi)容效度指數(shù)（I-CVI）和總量表的內(nèi)容效度指數(shù)（S-CVI），S-CVI包括全體一致S-CVI（S-CVI/UA）和平均S-CVI（S-CVI/Ave）。（3）效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度：計(jì)算全部調(diào)查對(duì)象Rep（eat）-Q中文版總分與TEFQ-R21各維度得分之間的Pearson相關(guān)系數(shù)。

1.5 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 2名研究者采用 Excel 2020、SPSS 22.0和AMOS 28.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)和分析。正態(tài)分布的計(jì)量資料采用（±s）描述，兩組間比較采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)；非正態(tài)分布的計(jì)量資料則采用中位數(shù)（四分位數(shù)間距）〔M（QR）〕表示，兩組間比較采用Mann-Whitney U檢驗(yàn)。正態(tài)分布數(shù)據(jù)間的相關(guān)性分析采用Pearson相關(guān)分析。采用鑒別度、同質(zhì)性對(duì)量表進(jìn)行項(xiàng)目分析。（1）條目鑒別度：利用臨界比值法，將受試者按Rep（eat）-Q中文版總分從高到低排序，前27%代表高分組，后27%代表低分組，比較兩組受試者在每個(gè)條目上的得分情況。（2）量表同質(zhì)性：將Rep（eat）-Q中文版各條目得分與量表總分進(jìn)行Pearson相關(guān)性分析，將相關(guān)系數(shù)r值＜0.200，以及未達(dá)到顯著水平的條目刪除[18]。以P＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 調(diào)查對(duì)象一般資料 本量表的完成時(shí)間為（2.89±1.78）min，294例患者中男88例（29.9%），女 206例（70.1%）；年齡 18～59歲，平均年齡為（35.21±7.72）歲；文化程度在初中及以下48例（16.3%），高中/中專(zhuān)56例（19.1%），大專(zhuān)及以上190例（64.6%）；婚姻狀況包括未婚67例（22.8%），已婚200例（68.0%），離異23例（7.8%），喪偶4例（1.4%）；手術(shù)方式包括袖狀胃切除術(shù)168例（57.1%），胃旁路術(shù)17例（5.8%），袖狀胃切除術(shù)+十二指腸空腸轉(zhuǎn)流術(shù)32例（10.9%），袖狀胃切除術(shù)+部分空腸曠置術(shù)77例（26.2%）；術(shù)后時(shí)間為6～97個(gè)月，平均術(shù)后時(shí)間為（15.03±12.74）個(gè)月；目前BMI為17.58～51.42 kg/m2，平均 BMI為（27.04±6.56）kg/m2。

2.2 項(xiàng)目分析結(jié)果

2.2.1 條目鑒別度 結(jié)果提示，高分組（n=79）的Rep（eat）-Q中文版各條目得分均高于低分組（n=78），差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05），見(jiàn)表2。

表2 高分組與低分組Rep（eat）-Q中文版各條目得分比較（分）Table 2 Comparison of item scores between high-score and low-score group in the Chinese version of Rep（eat）-Q

2.2.2 條目同質(zhì)性 Rep（eat）-Q中文版各條目平均得分為（1.89±0.90）分，各條目得分與總分的相關(guān)性系數(shù) r值為 0.368～0.782（P＜0.05）。

2.3 信度分析結(jié)果 Rep（eat）-Q中文版的Cronbach'sα系數(shù)為0.943，量表折半信度為0.835，重測(cè)信度為0.867。非強(qiáng)迫型放牧飲食、強(qiáng)迫型放牧飲食維度的Cronbach'sα系數(shù)分別為0.928、0.898，兩個(gè)維度的折半信度分別為0.938、0.891，重測(cè)信度分別為0.800、0.836。

2.4 效度分析結(jié)果

2.4.1 內(nèi)容效度結(jié)果 Rep（eat）-Q中文版中12個(gè)條目I-CVI為 0.80～1.00，總量表S-CVI/UA 為 0.92，S-CVI/Ave為 0.98。

2.4.2 結(jié)構(gòu)效度 （1）探索性因子分析：共納入131例樣本，Rep（eat）-Q中文版的KMO值為0.943，Bartlett's 球形檢驗(yàn) χ2=1 496.151，P＜0.001，表明適合做探索性因子分析。通過(guò)主成分分析法，按照特征值≥1.000可提取2個(gè)公因子，特征值分別為8.069、1.219，方差貢獻(xiàn)率分別為67.24%、10.16%，累積方差貢獻(xiàn)率為77.40%。采用最大方差旋轉(zhuǎn)法得到各條目的因子載荷值，為0.637～0.878，見(jiàn)表3。公因子1為非強(qiáng)迫型放牧飲食維度，包括條目1、2、3、4、5、6；公因子2為強(qiáng)迫型放牧飲食維度，包括條目7、8、9、10、11、12。（2）驗(yàn)證性因子分析：共納入163例樣本，擬合優(yōu)度卡方檢驗(yàn)（χ2/df）為2.211、擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）為0.905、調(diào)整后的擬合優(yōu)度指數(shù)（AGFI）為0.860、規(guī)范擬合指數(shù)（NFI）為0.920、增值擬合指數(shù)（IFI）為0.955、比較擬合指數(shù)（CFI）為0.954、近似誤差均方根（RMSEA）為 0.080。其中，χ2/df＜3.000，GFI、NFI、IFI、CFI均＞0.900，達(dá)到合理水平，AGFI、RMSEA達(dá)到可接受水平。驗(yàn)證性因子分析路徑見(jiàn)圖1。

圖1 Rep（eat）-Q中文版的驗(yàn)證性因子分析路徑Figure 1 The confirmatory factor analysis path of the Chinese version of Rep（eat）-Q

表3 Rep（eat）-Q中文版各條目因子載荷值Table 3 The factor loading values of items in the Chinese version of Rep（eat）-Q

2.4.3 效標(biāo)效度 294例調(diào)查對(duì)象Rep（eat）-Q中文版總得分與TFEQ-R21中限制性進(jìn)食分量表的得分〔（18.68±4.15）分〕呈線(xiàn)性負(fù)相關(guān)（r=-0.380，P＜0.001），與情緒性進(jìn)食分量表的得分〔（11.38±4.69）分〕、失控性進(jìn)食分量表的得分〔（18.06±5.90）分〕呈線(xiàn)性正相關(guān)（r=0.557，P＜0.001；r=0.620，P＜0.001）。

3 討論

3.1 Rep（eat）-Q中文版具有良好的效度 量表的效度用于評(píng)價(jià)量表的準(zhǔn)確性和有效性。本研究評(píng)價(jià)了Rep（eat）-Q中文版的內(nèi)容效度、結(jié)構(gòu)效度和效標(biāo)效度。內(nèi)容效度要求I-CVI≥0.78，S-CVI/UA≥0.80，S-CVI/Ave≥0.90[19]。本研究通過(guò)多學(xué)科領(lǐng)域的專(zhuān)家評(píng)閱，反復(fù)調(diào)整和論證量表各條目的語(yǔ)言表達(dá)，最終完成量表的跨文化調(diào)試。最后評(píng)定結(jié)果提示，Rep（eat）-Q中文版中 12個(gè)條目 I-CVI為 0.80～1.00，S-CVI/UA為0.92，S-CVI/Ave為0.98，均符合內(nèi)容效度的要求，提示本量表的內(nèi)容效度較好，能保證量表實(shí)際測(cè)量?jī)?nèi)容與所要測(cè)量的放牧飲食行為之間高度吻合。在漢化過(guò)程中，本研究嚴(yán)格遵循Brislin翻譯-回譯標(biāo)準(zhǔn)，經(jīng)過(guò)翻譯、回譯、專(zhuān)家評(píng)閱后文化調(diào)試和預(yù)試驗(yàn)，充分保證了Rep（eat）-Q中文版與原量表的對(duì)等性。通過(guò)探索性因子分析評(píng)價(jià)量表的結(jié)構(gòu)效度，可確定量表的潛在合理結(jié)構(gòu)。一般要求公因子累積方差的貢獻(xiàn)率＞40.00%，各條目載荷值＞0.400，且在其他公因子上載荷值較低[20]。本研究探索性因子分析提取的2個(gè)公因子累積方差貢獻(xiàn)率為77.40%，各條目因子載荷值為0.637～0.878，提示所提取的公因子能較好地解釋量表內(nèi)容，具有較好的結(jié)構(gòu)效度；采用驗(yàn)證性因子分析對(duì)量表的2個(gè)因子結(jié)構(gòu)進(jìn)一步驗(yàn)證，結(jié)果顯示，除AGFI、RMSEA外，其余大部分?jǐn)M合指標(biāo)均達(dá)到合理水平，表明模型的擬合結(jié)果尚好[21]。Rep（eat）-Q中文版總得分與TFEQ-R21中限制性進(jìn)食、情緒性進(jìn)食、失控性進(jìn)食分量表得分存在明顯相關(guān)性，提示Rep（eat）-Q中文版與TFEQ-R21具有較好的效標(biāo)效度。因此，本研究漢化的量表具有良好的效度，能準(zhǔn)確評(píng)估減重代謝術(shù)后患者的放牧飲食行為。

3.2 Rep（eat）-Q中文版具有較高的信度 量表的信度主要用于評(píng)價(jià)量表的可靠性和穩(wěn)定性。內(nèi)部一致性是量表信度重要的特征之一，通常用Cronbach'sα系數(shù)表示，Rep（eat）-Q中文版的Cronbach'sα系數(shù)為 0.932，2個(gè)維度的Cronbach'sα系數(shù)分別為0.928、0.898，均大于0.800，提示Rep（eat）-Q中文版具有較好的內(nèi)部一致性[22]。重測(cè)信度是指使用測(cè)量工具重復(fù)測(cè)量一組研究對(duì)象所獲得結(jié)果的一致性程度，相關(guān)性系數(shù)越接近于1.000表示重測(cè)信度越好[23]。本研究測(cè)得量表重測(cè)信度為0.867，2個(gè)維度的重測(cè)信度分別為0.800、0.836，表明該量表能夠穩(wěn)定地測(cè)量減重代謝術(shù)后患者的放牧飲食行為。此外，該量表的折半信度為0.835，2個(gè)維度的折半信度分別為0.938、0.891，提示條目之間的同質(zhì)性和內(nèi)在相關(guān)性較好。由此可見(jiàn)，本研究引進(jìn)的Rep（eat）-Q中文版具有較高的信度，能夠作為評(píng)價(jià)減重代謝術(shù)后患者放牧飲食行為的有效測(cè)評(píng)工具。

3.3 本研究的可行性及局限性 本量表的完成時(shí)間較短，提示該量表簡(jiǎn)單易行、省時(shí)省力，便于臨床應(yīng)用。然而，本研究尚存在以下局限性：（1）減重代謝術(shù)后患者的飲食行為管理貫穿始終，研究對(duì)象僅限于南京醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院的減重代謝術(shù)后患者，且多為減重代謝術(shù)后1年左右的患者，缺乏Rep（eat）-Q中文版在減重代謝術(shù)后遠(yuǎn)期患者中的驗(yàn)證數(shù)據(jù)，無(wú)法代表全部減重代謝術(shù)后患者，后續(xù)研究須擴(kuò)大樣本量，在減重代謝術(shù)后不同階段分別驗(yàn)證該量表的信效度，并探究其影響因素；（2）本研究采取在線(xiàn)調(diào)查的方式收集資料，面對(duì)人群以年輕人為主，樣本代表性不足，也會(huì)影響問(wèn)卷填寫(xiě)質(zhì)量；（3）驗(yàn)證性因子分析更適用于大樣本的統(tǒng)計(jì)分析，本研究樣本量?jī)H滿(mǎn)足結(jié)構(gòu)方程模型樣本量要求的下限，可能會(huì)影響模型擬合度，未來(lái)須進(jìn)一步擴(kuò)大樣本量以驗(yàn)證該量表的模型擬合度。

綜上，減重代謝術(shù)后患者的放牧飲食行為亟須引起關(guān)注，本研究所漢化的Rep（eat）-Q中文版信效度較好，簡(jiǎn)單易行，可為我國(guó)減重代謝術(shù)后患者的放牧飲食行為提供可靠的測(cè)評(píng)工具。本研究在樣本選擇方面存在一定的不足，仍須進(jìn)一步擴(kuò)大樣本量和范圍，并在臨床實(shí)踐中對(duì)Rep（eat）-Q中文版進(jìn)行不斷完善和驗(yàn)證。

作者貢獻(xiàn)：花紅霞、梁輝、許勤、朱涵菲、楊寧琍提出研究思路，設(shè)計(jì)研究方案；花紅霞、朱涵菲負(fù)責(zé)數(shù)據(jù)收集與分析；花紅霞負(fù)責(zé)撰寫(xiě)文章；梁輝、許勤負(fù)責(zé)文章質(zhì)量控制和審校；楊寧琍負(fù)責(zé)論文修訂并監(jiān)督、管理，對(duì)文章整體負(fù)責(zé)。

本文無(wú)利益沖突。