饮食失调核心信念问卷的汉化及信效度检验

Reliability and Validity of the Chinese Version of the Eating Disorder Core Beliefs Questionnaire

摘要: 目的：将饮食失调核心信念问卷(Eating Disorder Core Beliefs Questionnaire, ED‑CBQ)进行汉化，并检验其信效度。方法：通过翻译、回译、跨文化调试及预调查形成中文版ED‑CBQ。采用便利抽样法抽取497名大学生进行问卷调查，检验中文版ED‑CBQ的信效度。结果：探索性因素分析得出包括自我厌恶、依赖、抑制、完美主义和遗弃在内的五因素结构，验证性因素分析显示五因素模型拟合良好(CMIN/DF = 2.2, IFI = 0.903, TLI = 0.895, RMSEA = 0.049)；量表具有良好的区分效度和会聚效度；结论：中文版ED‑CBQ具有较好的结构效度、内部一致性信度以及较高的区分度，可用于评估我国大学生群体的饮食失调核心信念。

Abstract: Objective: To translate the Eating Disorder Core Beliefs Questionnaire (ED-CBQ) into Chinese and to test its reliability and validity. Method: The Chinese version of the ED-CBQ was developed through translation, back-translation, cross-cultural adaptation, and a pilot survey. A convenience sampling method was used to select 497 college students for a questionnaire survey to test the reliability and validity of the Chinese version of the ED-CBQ. Results: Exploratory factor analysis yielded a five-factor structure including self-loathing, dependence, inhibition, perfectionism, and abandonment, and confirmatory factor analysis showed that the five-factor model fit well (CMIN/DF = 2.2, IFI = 0.903, TLI = 0.895, RMSEA = 0.049); the scale had good discriminant and convergent validity; Conclusion: The Chinese version of the ED-CBQ has good structural validity, internal consistency reliability, and high discriminability, and can be used to assess the core beliefs of eating disorders in the Chinese college student population.

1. 引言

近年来，饮食失调的发病率和检出率显著增加，对全球公共健康构成重大挑战。饮食失调，也称为进食障碍，以异常的进食行为、对食物及体重和体型的过度关注为主要特征(梅莉，2022)，伴有体重变化和/或社交障碍，严重影响生活质量和社会功能(王向群，王高华，2015)。研究显示，饮食失调的中位发病年龄约为18岁(刘沐晨等，2022)，相较于一般人群，大学生饮食失调风险较高(韩哲，刘歌，2022)。饮食失调患者可能出现严重的躯体并发症，导致更高的自杀风险和死亡率，因此了解饮食失调成因、进行症状预防十分重要。

当前，越来越多的理论和研究开始关注核心信念在饮食失调成因和发病中的作用。核心信念是个人早期发展阶段形成的特定理解，影响个人的思维、情感和行为。Fairburn (Fairburn et al., 2003)等人的诊断模型指出，低自尊等核心信念是维持饮食失调患者对饮食、体形和体重过度关注的关键因素(Vervaet et al., 2021)。评估饮食失调核心信念是症状管理的基础，而选择合适的评估工具对有效进行评估至关重要。目前，国内缺乏公认的衡量饮食失调核心信念的工具，本研究旨在汉化饮食失调核心信念问卷(Eating Disorder Core Beliefs Questionnaire, ED-CBQ)并进行信效度检验，以评估我国大学生群体中的饮食失调核心信念。

2. 对象与方法

2.1. 问卷介绍

Cooper等根据理论判断、临床经验和定性数据，为评估饮食失调相关的重要核心信念结构而开发ED-CBQ，确定与饮食失调相关的具体核心信念，包括自我厌恶、抑制、社交孤立、遗弃、苛刻标准、依赖和易感。问卷最终形成40个条目，采用5级计分，包含自我厌恶(10项)、无能力/抑制(8项)、依赖(10项)、遗弃/屈从(4项)、完美主义(8项)五个维度。五个维度内部一致性良好(Cronbach’s α为0.76~0.96)。

2.2. 研究方法

2.2.1. 量表汉化

与原量表作者通过邮件联系，表明本研究的目的及意义。征得其授权同意后，翻译饮食失调核心信念问卷(ED-CBQ)并进行文化调适。

采用双向翻译模式进行翻译，由5名翻译成员共同完成量表翻译，包括：正向翻译、综合、回译、综合4个步骤，得到ED-CBQ初始版

2.2.2. 跨文化调试

本研究采用专家函询的方法，参照自评量表跨文化调试指南，邀请6位专家，对初始问卷进行文化调试及修订，突破不同文化背景下语言环境不一致的限制，确保翻译后的量表保持本土化的文化特点，针对中文语言的习惯用法进行修订，依据专家所给出的评分及建议对初始版问卷进行修订，使之适用于当前文化的特殊性。

2.2.3. 预调查

初步评估研究工具的说明、格式设置和条目的可读性，目的在于保证评估工具在正式调查的过程中具有良好的适用性。随机选取符合纳入标准的30名参与者完成预调查，并了解参与者完成量表的感受及收集意见，最终形成中文版ED-CBQ。

2.2.4. 信效度检验

本研究采用便利抽样，对河北省唐山市高校大学生进行问卷调查，共发放524份问卷，回收有效问卷497份，有效回收率为94.85%。男218例(43.86%)，女279例(56.14%)，大一年级179人(36.02%)，大二年级124人(24.95%)，大三年级99人(19.92%)，大四年级95人(19.11%)。

2.2.5. 数据分析

所有数据采用SPSS 26.0统计软件进行数据录入、项目分析、探索性因素分析、信效度检验等，用Amos 23.0进行验证性因素分析。

3. 结果

3.1. 项目分析

采用题总相关和极端分组法进行项目分析。首先对初测问卷进行项目分析，项目分析的原则为：计算各题目与总分的相关，并剔除相关r < 0.3的题目(平凡等，2012)。结果，删除r < 0.3的题目5个(6、9、26、27、40题)。剩余35个题目与总分的相关性在0.307~0.599之间，有统计学意义(p < 0.001)。随后，依据量表总分进行高低排序，以前后27%作为高、低分组，对高低分组被试在每个项目上的得分差异进行独立样本t检验。结果表明，两组各项目得分差异均有统计学意义(p < 0.001)。详见表1。

Table 1. Correlation (r) between the value of each entry in the ED-CBQ and the total score and the difference between high and low subgroups (t)

表1. ED-CBQ中文版各条目值与总分的相关(r)及高低分组的差异(t)

维度	题目	r	t	p
自我厌恶	1	0.591	−13.851	<0.001
	2	0.540	−13.004	<0.001
	3	0.597	−14.169	<0.001
	4	0.473	−11.573	<0.001
	5	0.474	−11.925	<0.001
	6	0.441	−9.576	<0.001
	7	0.471	−9.792	<0.001
	8	0.599	−13.052	<0.001
抑制	9	0.537	−15.553	<0.001
	10	0.457	−13.024	<0.001
	11	0.492	−14.548	<0.001
	12	0.307	−6.473	<0.001
	13	0.505	−15.63	<0.001
	14	0.474	−11.922	<0.001
	15	0.345	−8.002	<0.001
	16	0.407	−10.289	<0.001
依赖	17	0.444	−9.193	<0.001
	18	0.480	−11.006	<0.001
	19	0.424	−8.387	<0.001
	20	0.463	−9.647	<0.001
	21	0.438	−8.566	<0.001
	22	0.405	−8.189	<0.001
	23	0.404	−7.612	<0.001
	24	0.419	−8.326	<0.001
遗弃	25	0.435	−12.144	<0.001
	26	0.465	−11.216	<0.001
	27	0.461	−10.844	<0.001
	28	0.426	−9.873	<0.001
完美主义	29	0.411	−8.954	<0.001
	30	0.498	−10.372	<0.001
	31	0.387	−7.253	<0.001
	32	0.433	−8.505	<0.001
	33	0.417	−7.585	<0.001
	34	0.435	−7.618	<0.001
	35	0.527	−10.65	<0.001

3.2. 探索性因素分析

Table 2. KMO and Bartlett’s test

表2. KMO和巴特利特检验

指标	检验结果	调整后检验结果
取样适切性量数	0.886	0.883
巴特利特球形度检验
近似卡方	11200.905	10803.367
自由度	595	561
显著性	p < 0.001	p < 0.001

参照探索性因子分析最低样本量100的标准(吴明隆，2017)，从总体中随机抽取样本进行分析。参照表2可知适合进行因子分析。采用主成分分析法，共提取特征值>1的6个公因子，累积方差贡献率为66.962%。但第6个公因子仅包含1个条目，不符合因子下条目数≥3的要求，经分析后予以删除。再次进行探索性因子分析，结果显示Bartlett’s球形检验10803.367 (p < 0.001)，KMO值为0.883。共提取特征根>1的公因子5个，累计解释度为64.506%。条目因子无双载荷，因子载荷矩阵见表3。

Table 3. The factor loading of the questionnaire

表3. 因子载荷矩阵

题项	自我厌恶	依赖	抑制	完美主义	遗弃
Q3	0.885	0.123	0.025	0.061	0.092
Q1	0.862	0.122	0.047	0.045	0.121
Q6	0.797	−0.065	−0.007	0.098	0.087
Q5	0.794	−0.040	−0.014	0.108	0.100
Q2	0.788	0.090	0.015	0.049	0.167
Q7	0.785	−0.008	−0.027	0.116	0.089
Q8	0.775	0.166	−0.004	0.134	0.134
Q4	0.756	0.012	0.041	0.064	0.072
Q22	0.018	0.775	0.003	0.005	0.057
Q21	0.032	0.770	0.036	0.087	−0.026
Q17	0.061	0.768	0.113	0.032	−0.010
Q20	0.080	0.764	0.080	0.070	0.005
Q23	0.095	0.745	−0.004	−0.069	0.089
Q18	0.008	0.739	0.188	0.084	0.015
Q19	−0.006	0.717	0.122	0.074	−0.004
Q24	0.038	0.700	0.018	0.104	0.050
Q14	−0.043	0.105	0.812	0.115	0.044
Q10	0.061	0.027	0.812	0.077	0.062
Q9	0.051	0.201	0.810	0.117	0.010
Q13	0.030	0.158	0.799	0.035	0.104
Q11	−0.004	0.119	0.791	0.088	0.133
Q15	−0.075	−0.037	0.768	0.068	0.062
Q16	0.053	0.010	0.753	0.107	0.017
Q32	0.067	0.008	0.051	0.793	0.088
Q34	0.118	0.070	0.044	0.773	0.004
Q30	0.111	0.082	0.116	0.750	0.111
Q33	0.089	0.009	0.052	0.742	0.062
Q31	0.060	−0.009	0.074	0.740	0.000
Q29	0.025	0.036	0.156	0.728	0.003
Q35	0.139	0.225	0.093	0.693	0.020
Q27	0.178	0.033	0.098	0.084	0.913
Q28	0.155	0.006	0.089	0.091	0.892
Q26	0.197	0.102	0.075	0.055	0.851
Q25	0.226	0.018	0.141	0.038	0.765
累计方差贡献率	22.362%	36.919%	48.263%	57.695%	64.508%

3.3. 验证性因素分析

使用Amos 28.0进行验证性因素分析，以探索性因子分析中的5个因子为潜变量、34个条目为显变量建立验证性因子分析预设模型，初始模型拟合结果不佳。根据模型修正指数对条目残差进行修正，结果表明中文版ED-CBQ的五因素结构拟合良好(CMIN/DF = 2.2, IFI = 0.903, TLI = 0.895, RMSEA = 0.049)。

3.4. 信度分析

对量表进行内部一致性信度检验，如表4所示，结果表明ED-CBQ总量表及5个分量表的Cronbach’s α系数为0.877~0.928，并选择30名被试进行两次测评，两次测评间隔两周以上，两次测评结果总分的Pearson相关系数(r)为0.772，各维度分别为0.701~0.814，具有良好的内部一致性与重测信度。

Table 4. Cronbach’s α and Retest Reliability for total ED-CBQ scale and subscales

表4. ED-CBQ总量表及分量表Cronbach’s α系数及重测信度

项目	克隆巴赫Alpha	r
总分	0.892	0.772
自我厌恶	0.928	0.701
抑制	0.914	0.713
完美主义	0.877	0.752
遗弃	0.908	0.814
依赖	0.892	0.730

3.5. 效度分析

3.5.1. 聚合效度与区分效度

Table 5. Convergent validity and discriminate validity

表5. 聚合效度与区分效度

变量	AVE	CR	自我厌恶	抑制	完美主义	遗弃	依赖
自我厌恶	0.923	0.601	0.775
抑制	0.909	0.589	0.073	0.768
完美主义	0.878	0.507	0.246	0.253	0.712
遗弃	0.902	0.703	0.324	0.192	0.178	0.839
依赖	0.893	0.51	0.178	0.241	0.175	0.085	0.714

由表5可知，各维度聚合效度(CR)为0.51~0.703，平均提取方差值(AVE)为0.878~0.923，且各维度间相关系数均小于相应维度的AVE平方根，说明ED-CBQ量表具有良好的区分效度。

3.5.2. 内容效度

采用专家评分法，专家小组由6名心理学专家组成，在心理测量学和量表修订方面具有丰富的经验。使用1~4级评分方法，评价量表各条目与“核心信念”概念的相关性，1代表“无相关”，2代表“弱相关”，3代表“较强相关”，4代表“强相关”。计算量表以及条目水平的内容效度指数(CVI, Content Validity Index)。量表的内容效度指数(I-CVI, Item-Level CVI)为0.83~1.00，全体一致率(S-CVI/UA, Universal Agreement)为0.85。

4. 讨论与总结

本研究首次对饮食失调核心信念问卷进行了中文版的修订和信效度验证。修订后的问卷与英文版问卷结构基本一致，信度分析结果表明问卷具有较好一致性和稳定性，验证性因素分析和效度分析表明问卷具有良好的聚合效度和区分度。

中文版ED-CBQ在条目上有所调整，由于国内外语言表达习惯及认知思维方式存在较大差异(丁阳阳，2023；高庆，2024)，在结合专家意见和数据分析的基础上，本研究删除原量表的6项条目。在数据层面，这些条目的题总相关小于0.3，说明与问卷整体的同质性不高(罗恒，杨婷婷，2018)，故考虑删除；在理论层面，东西方文化的差异可能是条目在本研究中被删除的原因。条目6“我觉得自己是个肮脏的人”，可能是文化差异的影响，导致该条目描述不清，汉化后条目与原量表之间存在语言表达的差异；条目9“我是不可爱的”；条目26“我必须严格按照规则生活”存在表述不当的问题，中文语言具有模糊性，中文语义下的“不可爱”“规则”包含了更广泛的意义，因而存在歧义，故删除；条目27“我觉得自己很自私”与我国所提倡的道德观价值观相冲突，因而可能反映不出被试的差异性，导致其相关性过低；条目33“我是个肤浅的人”删除，该条目所测特质范围过大，与相应维度相关度较低，与维度不符合；条目40“我取悦身边的人，因为害怕失去他们”与所属维度总分的一致性较低，且存在交叉载荷和因子载荷值较低而被剔除。

中文版ED-CBQ具有良好的信度。信度又指可靠性，指测量过程中随机误差造成的测量值变异程度的大小，反应研究工具的可靠性、稳定性和一致性(陈惠等，2019)。本研究采用内部一致性信度和重测信度两个关键指标，以全面考察中文版ED-CBQ的一致性、可靠性及稳定性。本研究结果显示，中文版ED-CBQ量表的Cronbach’s α系数为0.892，且各维度的Cronbach’s α系数均大于0.700，这不仅验证了各维度内部条目之间的高度关联性，也证明了中文版ED-CBQ在各个评估领域均具备优异的内部一致性。2周后重测信度系数为0.772 (>0.700)，提示中文版ED-CBQ重测信度良好，保证了量表测量的稳定性。因此，该量表的信度良好，测量结果可靠。

中文版ED-CBQ具有良好的效度。效度指研究工具能够测量所要测量变量的有效性程度(徐爱爱等，2021)。本研究采用内容效度和结构效度进行效度评价，测量量表内容的代表性和结构的稳定性。结果显示，中文版ED-CBQ的I-CVI为0.83~1.00，S-CVI为0.85，表明该量表内容效度较好，条目内容有较好的相关性性与代表性，能够有效且准确地评估国内饮食失调核心信念状况。探索性分析共提取5个公因子，累计方差贡献率为64.506%，且各条目在所属公因子上的载荷均大于0.5，表明公因子提取的科学性和合理性。验证性因子分析构建结构方程模型的初始结果未能完全符合预期，修正后模型与实际数据适配度较高。

本研究存在一定的不足之处，选取的施测样本量有限，未来研究可以通过扩大样本量(罗静，2023)，同时收集临床数据，从而形成更大的数据集进行分析比对，进一步分析量表的信度和效度问题，为汉化版饮食失调核心信念问卷在诊断和治疗评估中提供有效的临床依据。

综上所诉，中文版ED-CBQ具有良好的信度和项目区分度，其维度结构具有合理性，用于评估饮食失调相关的核心信念。

NOTES

^*通讯作者。