优点和缺点的德语翻译的饮食问卷和进食障碍的评估
安娜·舒尔茨
琳达·毛雷尔
Rainer w . Alexandrowicz- 部门的方法,克拉根福大学心理学研究所奥地利克拉根福都将承办此次赛事
摘要目的:本文介绍了德国翻译的僵化的饮食问卷(IEQ-G),执行心理评估和探索的关系僵化的饮食分量表的进食障碍Examination-Questionnaire (EDE-Q)和强迫性(OC)的症状。
方法:德语地区进行了横断面研究。纸和铅笔的调查是在612年完成的女性和442名男性。
结果:SEM分析表明,IEQ-G允许计算总分和不变性测试主要是有前途的。作为一个结果,原4的阶乘EDE-Q结构不能被复制,但事实证明一个三维的解决方案令人信服。从心理的角度来看,IEQ-G EDE-Q中表现出来。在潜在层面,僵化的饮食非常强烈相关OC-symptoms EDE-Q分量表。
讨论:详细分析显示,进食障碍评估一般缺乏subgroup-specific方面,例如,关于性别或饮食偏好,对早期诊断和筛查的重要。说德语IEQ-G证明适用于成年人,并建议本身的跨文化研究。
1。介绍
进食障碍(ED;关于全面和阈下/部分综合症)影响超过13%的女性青少年(Stice et al ., 2013)。在人口层面,终身患病率ED范围在1%和0.5之间,3 - 8倍的女性与男性相比(哈德逊et al ., 2007;Preti et al ., 2009)。
教育的一个重要方面是饮食限制,涵盖所有形式的认知努力限制卡路里的摄入量与失去或维持体重的目的(赫尔曼·麦克,1975;wad et al ., 2002)。描述是完全有益的或有害的似乎过于短视的最后,两个维度,即。、刚性和柔性控制(Westenhoefer 1991),涉及相反的后果是(Westenhoefer et al ., 1999,2013年;斯图尔特et al ., 2002;Schaumberg et al ., 2016)。严格控制饮食采用激进的“全有或全无”的方法。时期严格的饮食相间的时期丰富的食品消费的某些成分(例如,高脂肪和/或糖)。相比之下,灵活的方法能从一个分类系统(“好”与“坏”或“允许”和“禁止”食品),因而更多的移动。而不是完全排除某些食物,它们消耗的数量有限,没有内疚(Westenhoefer 1991;Westenhoefer et al ., 1999;Duarte et al ., 2017;哈格曼et al ., 2021)。内部之间的不匹配(例如,饥饿)和外部刺激(如食物气味)中可以找到前维度与病理相关饮食行为(曼和沃德,2001年;布朗et al ., 2012;Linardon 2018直觉饮食)和低(Tylka和克鲁恩·范·迪斯特,2013年;Strodl et al ., 2020)。
目前,进食障碍Examination-Questionnaire (EDE-Q;费尔Beglin, 1994)地址范围广泛的ED症状,如Diatary克制,因此广泛用于筛查和评估ED。EDE-Q涵盖症状严重程度在两种,一般人群临床和研究(史密斯et al ., 2017;基督教et al ., 2020)。它建立在进食障碍考试面试(埃德;库珀和费尔,1987)形成为临床诊断。最初的28项EDE-Q自我报告分成4个分量表约束(RS),饮食问题(EC),体重担忧(WC)和形状的担忧(SC;费尔Beglin, 1994)。短的版本是18项(女)和16项(男性;凯里et al ., 2019),连同13项(中et al ., 2021)、12项(吉迪恩et al ., 2018),一个8项(Kliem et al ., 2016),7项(Grilo et al ., 2015)版本。他们的心理评估(主要是应用探索性因素分析)产生了不同的结果:皮特森et al。(2007),Aardoom et al。(2012),Friborg et al。(2013)找到了一个解决方案4的阶乘,然而项目分配不同因素最初提议;同样的皮特森et al。(2007),希尔伯特et al。(2007),达西et al。(2013),白色et al。(2014),Grilo et al。(2015),琐et al . (2017),凯里et al。(2019),Heiss et al。(2020)找到了一个解决方案3的阶乘,主要商品的SC和WC鳞片形成一个共同的因素在RS和欧共体内部氧化物。这是符合身体形象的著名理论(例如,自我差异理论、物化理论;现金,2012;Vartanian 2012)。此外,Penelo et al。(2013)和黎加et al。(2022)报告2的阶乘结构(RS和EC + WC + SC)。此外,在一些分析项目从最终的解决方案(见Rand-Giovannetti et al ., 2020表1概述),所以,没有包罗万象的潜在结构明显的仪器。然而,所有这些版本和口味的EDE-Q用于各种研究。
尽管EDE-Q / RS,若干措施捕获饮食限制的不同方面(例如,认知抑制次生氧化皮吃问卷的三个因素Stunkard梅西克,1985或饮食意图的规模Stice et al ., 2004)。然而,他们只关注饮食行为方面的约束(例如,对减肥不吃饭或避免“坏/禁止”食品)和忽视潜在的心理过程,如心理灵活性。一般来说,心理弹性的结构被定义为“联系当下的能力更全面地作为一个有意识的人,和改变或坚持行为这样做符合价值结束时”(海耶斯et al ., 2006,6页)。没有心理灵活性的特点是适应不良的自治,避免和抑制(海耶斯et al ., 2006)。根据这一构造,这样的行为方面是不同类型的精神疾病的根源包括ED (拉瓦尔大声回答et al ., 2010;此外et al ., 2011)。因此,饮食节制可能成为问题,如果加上心理不灵活性(Lillis坎德拉,2014)。患者认为他们必须始终遵循一套自我节食规则和感觉授权或不良当这些规则是否坚持坚持,分别。此外,内部(如饥饿和饱腹感)和外部因素(如特定的社会环境)不尊重或(Duarte et al ., 2017)。解决这种差距,Duarte et al。(2017)提出的概念的饮食和发达的饮食问卷(IEQ)来捕获说心理功能潜在的严格的饮食控制。它经历了心理分析,使用探索性因素分析(电弧炉;Duarte et al ., 2017),验证性因子分析(CFA;Duarte et al ., 2017;Linardon et al ., 2019;领带et al ., 2022),除了路径模型(Duarte et al ., 2016)。这些分析为葡萄牙语(Duarte et al ., 2017)、英语(Linardon et al ., 2019),中文(领带et al ., 2022)版本。
1.1。进一步的方面与ED和饮食失调行为有关
证据表明,ED和饮食失调行为与强迫症(OCD);奥尔特曼和夏克曼,2009年)。先前的研究表明,两种病理特点是强烈的专注于一个特定的刺激;在ED或重量/形状的食物,例如,污染的强迫症。这样刺激引起负面影响随后补偿行为(例如,清除在ED或洗在OCD)减少消极影响(奥尔特曼和夏克曼,2009年)。考虑到他们有些伟大的相似性在功能层面上,共病率高的ED和强迫症并不令人惊讶。虽然在ED强迫症患病率的增加与一般人群相比,是一个建立的发现(Kaye et al ., 2004;Ulfvebrand et al ., 2015),患病率不同高度。根据Kaye et al。(2004)大约41%的患有ED诊断有一个终生强迫症疾病。Swinbourne et al。(2012),另一方面,发现5%的女性呈现ED的治疗强迫症的标准。铜质把手et al。(2020)总结,患病率之间3和53%人口。疾病与强迫症与严重ED的结果(温兹et al ., 2009;胡萝卜et al ., 2017)和复发的风险更高(Berends et al ., 2018)。辛普森et al。(2013)报告,同时治疗强迫症和ED的有效性,因此,在放电,强迫症患者严重程度和ED症状明显减少。
关于性别、ED历史概念是一个年轻女性的问题。因此,ED的分类系统是基于女性表示,反过来,评价方法开发这个前提(Mitchison蒙德,2015年)。然而,如图所示默里et al。(2017)ED已报告以来,男人和女人同样开始。而只有1%的同行评议的手稿处理ED的男性表示(穆雷et al ., 2016),有共识,男性和女性的教育有所不同的风险因素,临床表现、疾病,结果(Mitchison et al ., 2013;Raevuori et al ., 2014;穆雷et al ., 2017)。回顾最近的研究,默里et al。(2017)突出症状表现两性之间的差异。而限制饮食的本质在女性厌食症(一个)是面向瘦憔悴,男性可能折腾精益和肌肉外观(教皇et al ., 2000;Yanover和汤普森,2010)。符合这种所谓的“Adonis-Complex”,男性患有一个报道不担心体重,同样关注(与女性相比)形状(Muise et al ., 2003;闪光灯et al ., 2006)。这种高估的形状特别是男性也出现在肌肉dismorphia(见穆雷et al ., 2012)。较高的住院和理想的男性患者(体重指数Gueguen et al ., 2012)可能会进一步反映这些不同的形状(即理想。男性,大的肩膀和臀部窄/腰;穆雷et al ., 2017)。同样,男性暴食症(BN)可能出现不同的女性BN。虽然男女报告饮食大部分男性似乎不太可能失去控制(李文森et al ., 2002;心理et al ., 2009),或者担心他们的饮食行为在暴事件(薰衣草et al ., 2010)。虽然“欺骗餐的临床意义”和“欺骗天”男性的BN尚不清楚(穆雷et al ., 2017),“大”的食物量消耗(9000卡路里)和吃饭时失控可能类似于客观报道热潮集(Pila et al ., 2017)。这种饮食现象似乎出现在身体建设者(采金的et al ., 2006;Chaba et al ., 2019)和non-body建筑商(Pila et al ., 2017)。“欺骗”或暴事件是紧随其后的是补偿性措施,例如,过度运动和更严格的遵守(即营养计划。饮食限制;Connan 1998)。因此,男性和女性似乎同样受暴食(斯特里格尔et al ., 2012;Gilmartin et al ., 2022)。关于补偿行为,男性似乎更有可能显示non-purging行为,如过度限制饮食和过度锻炼(薰衣草et al ., 2010),而女性似乎更有可能显示“典型”清除行为,像泻药使用(心理et al ., 2009)。
1.2。研究问题
一般来说,ED特性大量的不良后果,例如,心血管并发症(Casiero Frishman, 2006),胃肠道障碍(Zipfel et al ., 2006),牙科问题(梅勒,2011),非自杀式自虐行为(Cucchi et al ., 2016)或高死亡率(Smink et al ., 2012)。因此,早期诊断是关键。IEQ可以作为筛选工具,因为它措施严格遵守饮食规则,根据Duarte et al。(2016),扮演着重要的角色在饮食失调行为临床相关的进展情况。
由于没有德语翻译的IEQ可用(尽管德国在欧洲第二大语言;Bohn 2018等),本研究提出了编译一个版本,并探索其心理特性。此外,这项研究致力于进一步检查潜在的结构和相互作用的IEQ-G EDE-Q和sci - 90 r的OC内部氧化物在不同的子组。
2。材料和方法
2.1。设计
进行了横断面研究德语地区(即。,Germany and Austria) to a) assess the psychometric properties of the translated German version of the IEQ and b) investigate latent correlations between the IEQ-G and other measures related to eating psychopathology.
2.2。参与者和抽样
2020年3月纸和笔数据收集。参与者招募的便利样本涉及滚雪球的方法从心理学的学生。每个学生填写他或她自己的调查问卷和分布式10进一步原型不同性别和年龄的受访者。所有与会者都充分了解研究的目标和数据的机密性,和他们也保证数据将仅用于研究的目的。之前从每个参与者获得知情同意参与这项研究。每个预防措施被送往保护研究对象的隐私和保密的个人信息。总体而言,1218名参与者完成了形式。
2.3。措施
paper-pencil问卷包括部分处理背景信息(例如:性别、年龄、饮食偏好),EDE-Q, OC次生氧化皮的sci - 90 r和IEQ-G。
2.3.1。进食障碍检查问卷(28项)
EDE-Q (费尔Beglin, 1994;德国版的希尔伯特Tuschen-Caffier, 2006)由28个项目解决的关键特性ED精神病理学在过去28天。22这些项目的形式以下分量表:克制(5项),饮食问题(5项)、体重关注(5项)和形状问题(8项)。剩下的6项代表诊断相关的核心行为,如滥用泻药。参与者被要求每个项目根据频率(0 =没有”“每天6 =”)的行为或症状的严重程度(“0 =不”“6 =显著”)。对于德国版本,克伦巴赫α的范围从0.85 (WC) 0.93 (SC)结合样本(样本、BN,非典型,和临床前,亚临床,和精神比较组)。4的阶乘结构无法建立,分量表WC和SC的总和。克伦巴赫α的WS / SC在合并后的样本规模为0.95 (希尔伯特et al ., 2007)。内部一致性(ω)2的阶乘结构之间的西班牙语版本是0.80 EC / WC / SC RS和0.92,和0.94全球评分(Penelo et al ., 2013)。此外,Penelo et al。(2013)报告一个满意的帷幕,两次试验法的可靠性(内部类相关系数≥0.84;科恩Kappa≥0.56),依据聚合效度与外部措施。
2.3.2。90 - r /强迫性症状清单次生氧化皮
sci - 90 r (Derogatis 1977;德国版的因特网,2002)是一个90项自报问卷测量主观精神病态的症状严重程度。参与者率在潜油电泵Likert-type范围内每一项从“不”(0)“极其”(4)。一个9个分量表,强迫性精神(OC),包含在当前的研究中。克伦巴赫α的OC次生氧化皮范围在0.86,0.85,和0.75心身门诊,一个初级保健,和一个参考样本,分别为(施密茨et al ., 2000)。
2.3.3。僵化的饮食问卷调查
IEQ (Duarte et al ., 2017)记录严格坚持自我饮食规则。同样,仪器地图感到鼓励或不良倾向遵循这样的规则或违反时,分别。项目是一个广泛的文献回顾的结果在饮食限制和饮食规则教育的作用和临床经验和肥胖。参与者应对11项采用五点量表(“1 =非常不同意”到“5 =非常同意”)。分析使用电弧炉和CFA建议一个一维的IEQ的结构。此外,Duarte et al。(2017)发现内部一致性(α的证据CR= 0.90),时间稳定(四周重新测试可靠性= 0.84)和聚合效度(AVE = 0.77)。
2.4。翻译的IEQ
在这项研究中,我们结合一个委员会和反向翻译方法(Brislin 1970)来编译德国版本的IEQ和确保其语义等价。研究团队组成的三个双语翻译的英文版本IEQ德国(IEQ-G)。随后,一个专业的翻译和母语(是)的命令执行的德国蒙蔽反向翻译研究小组回顾和讨论。反向翻译和英文版本之间的差异进行了讨论和德国产品在必要时进行调整。具体来说,项目2 6 8、9需要小的修改。例如,第一个版本的项目2读“我要是一张我Essensregeln不einhalten萤石,丹关切我das的军队还有strengere Einhaltung这位Regeln auszugleichen。“在这里,“萤石”被取消,因为它代表一个不同的模式。在德国,动词“能帮”建议的可能性,但不是这种情况的发生。此外,试图消除模棱两可的文字意义的项目。因此,我们2项“这位Regeln”换成“我Regeln”因为IEQ不目标任意但自我饮食规则。同样,我们调整项8阅读”Selbst我要是zufrieden麻省理工学院meinem重量,lasse我keine Lockerung我Essensregeln祖茂堂。”:用动词“erlauben”与“拉森,“我们强调僵化的行为,不允许任何例外。
在这个修订的过程中,我们试图生成“自然测深”项目,这一方面不绑定到英语的语法结构,但仍然忠实于英文版本(即。语义等价;费海提et al ., 1988)。6项的初始翻译是“贝杰德(欧什努尔geringen) Veranderung我Korpergewichts achte我ganz感兴趣改模Einhaltung meiner Essensregeln。”。达成共识后,取而代之的是“将das Einhalten我Essensregeln苏珥Prioritat。”“要苏珥Prioritat麦臣”似乎是一个更常见的短语在讲德语的国家。同样,9项(最初阅读“Es macht密歇根州stolz,我要是我Essensregeln施特伦einhalten萤石。”),但:“genaue einhalten冯Regeln”成为“strengem einhalten冯Regeln。”
这个pre-final版本的IEQ-G是然后再次发送一个专业的翻译进行了新的反向翻译。研究小组发现不再back-translated之间的差异和原始IEQ项目。随后,这个版本测试在一个试点研究。40的原始版本IEQ提出了以英语为母语(住在英国,美国,和澳大利亚),翻译的充分性进行评估。匹配他们的数据是根据性别、年龄、饮食偏好(杂食性动物,比素食和纯素食饮食和其他偏好)和病程的感觉(感觉;(而)太薄和舒适与(而)太胖)与数据从第二个飞行员IEQ-G。总的来说,参与者的反应模式表示足够的协议。
2.5。数据分析
首先,我们调查了阶乘EDE-Q结构,sci - 90 r / OC, IEQ-G CFA的使用。所有分析使用最大似然估计稳健标准误差(高)适用于非正态的数据(Savalei Rosseel, 2022)。EDE-Q,我们比较三个模型:(a)最初提出4-factor模型(RS, EC、WC和SC), (b)肠胃病用药模式崩溃WC和SC同时保留RS和EC, (c)的因子模型保留了RS但崩溃EC, WC和SC。
每个CFA的适合模型评估基于Satorra-Bentlerχ2以及(Satorra Bentler, 1994),赋范χ2(数控;Tabachnick et al ., 2007),比较适合指数(CFI),塔克刘易斯指数(TLI)近似的均方根误差(RMSEA),和标准化的均方根残余(SRMR)。模型适合被认为是“优秀”如果CFI和≥0.95,TLI RMSEA和SRMR≤0.05和“足够”如果CFI TLI范围从0.90到0.94和RMSEA SRMR范围≤0.06 (胡锦涛和Bentler, 1999)。之间的另一个标准足够适合数控2 (Tabachnick et al ., 2007)和5 (Schumacker和凯文,2004)。健壮的麦当劳ω系数是用来评估可靠性而nonnormality的会计数据(张,2020元,)。
此外,我们调查了不变性(cf。伯恩,2008年;希施费尔德和冯Brachel, 2014年)的IEQ对性别(女性和男性),年龄(≤34比≥35),BMI组(体重比正常体重和超重),饮食组(杂食性动物,比其他首选项),和病程的感觉(感觉;(而)太薄、舒适、(而)太胖)之间的关系。至于BMI,自报的身高和体重的EDE-Q被转换为Quetelet的身体质量指数(公斤/米2)。随后,BMI分数分为体重不足(< 18.50公斤/米2),正常体重(18.50 - -24.99公斤/米2),和超重(≥25.00公斤/ m2)基于世界卫生组织提出的分类(世界卫生组织,2000年)。
我们首先估计基线模型为每个分组变量载荷是自由估计(=构形的不变性)。接下来,载荷和拦截每一组约束,分别检查!(度量)和强!(标量)不变性。最后,剩余(严格),意味着(结构)不变性测试通过约束的潜变量和剩余方差的方法观察到的变量,分别。连续使用χ模型进行了测试2以及。
此外,最好的拟合测量模型问卷同时进入一个相关因素模型来估计潜在的相关性(ϕ)之间的所有结构。稳健标准误差,最大似然估计(高)被用来解释非正态的数据。
统计分析使用R(R核心团队,2019年;3.6.1版本);的semTools(约根森et al ., 2020;3)和0.5版本lavaan包(Rosseel 2012;版本0.6 6)是用于CFA和SEM。的coefficientalpha(张,2020元,;版本0.7)包被用来计算健壮的α或ω系数τ等价性和同质性F测试。开发的在线工具卡特和Colwell (2013)是用于Satorra-Bentler缩放χ吗2不同测试(Δχ2;Satorra Bentler, 2010(即)的连续模型。,的three examined EDE-Q models and invariance testing). The significance level was set to α = 0.05.
3所示。结果
3.1。样本特征
从117年1218受访者1073适合分析(输入错误;28日不得分的ED库存)。没有可疑缺失模式,90.39%没有失踪。表1列出了样本特征和在线补充细节项的分布(补充表S1)。项目反应不遵循正态分布。几项(EDE-Q-19、EDE-Q-21 SCL-R / OC-10)甚至超过+ 3的偏态和峰态范围从-1.25 (IEQ-09) 12.85 (EDEQ-19)。
表1。研究参与者的特征。
3.2。验证性因素分析
3.2.1之上。进食障碍检查——调查问卷
CFA使用最大似然估计进行了调查EDE-Q的因素结构。先前的研究不确定的结果后,我们检查了2 -,3 -和4的阶乘模型。表2显示这三个模型的比较。注意的原始版本EDE-Q得分8项WC和SC次生氧化皮。这within-item-multidimensionality估计问题引起我们分析(非正定协方差矩阵),以便我们安排这个项目只WC(同样的问题已经被报道黎加et al ., 2022,例如)。即使分配项目8只对WC或SC次生氧化皮(因为项目解决重量和形状问题),分别,还产生了一个不是正定的协方差矩阵。因此,该模型是不被认为是可以接受的(表2显示分配给WC的结果与8项;8项分配给SC的结果几乎相同)。
表2。合适的索引值的测试模型(n= 1073)。
图1显示所有分量表的潜在相关性的EDE-Q三种检验模型。
图1。潜在的相关系数4的阶乘的解决方案(左),3的阶乘的解决方案(中间)和2的阶乘的解决方案(右)EDE-Q。
的高潜在相关性EDE-Q分量表WC和SCϕ= 0.997表示这两个分量表的几乎完美的协议(图1(左)。因此,我们考虑了WC / SC分量表本质上是线性的,决定继续我们与3的阶乘的分析解决方案(图1、中)。表3清单3的阶乘的载荷和适应措施解决方案(参见进行更详细的评论补充表S2分别为2 - 4的阶乘的解决方案)。
表3。标准化的载荷和稳健统计的三个CFA模型分别估计。
所示表3,11.012的数控超过2 - 5的推荐范围。标准化因子载荷的三维模型包括λ*λ= 0.565(项目2)*RS = 0.824(1)项,λ*λ= 0.540(19项)*电子商务= 0.798(20项),和λ*λ= 0.481(24项)*= 0.843(27项)加起来的重量和形状关注内部氧化物(WC / SC)。总的来说,适合很穷(健壮的CFI = 0.785,健壮RMSEA = 0.124)。因为τ等价测试失败(RS:F(9,064)= 10.75;p< 0.001;电子商务:F(65,008)= 5.968;p< 0.001;WC / SC:F(135,938)= 3.047;p< 0.001),健壮的麦当劳ω(包括F以及)RS、EC和SC / WC EDE-Q内部氧化物的应用(RS:ω= 0.857,SE= 0.009;F(5,068)= 5.763;p< 0.001;电子商务:ω= 0.714,SE= 0.024;F(5,068)= 3.132;p< 0.010 WC / SC:ω= 0.937,SE= 0.005;F(54,019)= 4.615;p< 0.001)。
3.2.2。检查表- 90 r /强迫性症状
CFA使用最大似然估计的因子结构进行了调查sci - 90 r / OC。所示表3标准化因子载荷包括λ*λ= 0.459(10项)*= 0.687(9)项。总的来说,适合很穷(数控= 8.020;健壮的CFI = 0.877,健壮RMSEA = 0.105)。再次,τ等价测试失败F(44,029)= 4.659;p< 0.001)。麦当劳ω(强大)sci - 90 r / OC是0.844 (SE= 0.008;F(35,038)= 2.989;p< 0.001)
3.2.3。僵化的饮食Questionnaire-German
CFA使用最大似然估计进行了调查IEQ-G的因素结构。所示表3标准化因子载荷包括λ*λ= 0.549(3)项*= 0.777(11项)。总的来说,适合很贫穷(数控= 7.026;健壮的CFI = 0.942,健壮RMSEA = 0.084)。为τ等价测试失败F(54,019)= 7.750;p< 0.001),麦当劳ω(强大)IEQ-G应用(ω= 0.919,SE= 0.004;F(44,029)= 5.106;p< 0.001)。
3.3。不变性的IEQ-G
接下来,我们检查的单因素模型的测量不变性IEQ-G 1)男性和女性之间的子组,2)之间的年轻(≤34)和老年(≥35)参与者,3)下-,正常和超重的子组,4)杂食性和子组之间饮食偏好(如素食),和5)子组之间感觉太薄,舒适或太胖,应用多试样过程。中描述的表4构形的,度量,标量,意思是,为每个子群和残余不变性进行了测试。
表4。健壮的健康指数和Satorra-Bentlerχ2差异多试样分析。
在表4,我们发现重大χ2统计模型。此外,χ2不同测试表明指标不变性分裂的年龄和体重指数。注意,对于BMI,只有从度量标量不变性产生了显著差异测试(p= 0.014),而没有其他限制。考虑到数控Δ和健壮的健康统计数据,指标不变性所有模型。此外,标量不变性发现性别和感觉分裂和残余BMI分裂。一般来说,健壮的适应措施CFI, TLI和SRMR相当可以接受的分裂与各种限制和减少略有关参数不变性。
3.4。潜伏性之间的联系工具
cfa的SEM应用与3.2节检查所有潜在的结构之间的关系。图2描述了标准化的载荷和潜在的所有结构之间的相关性。IEQ-G,标准化因子载荷包括λ*λ= 0.55(3)项*= 0.78(11项),对sci - 90 r / OCλ*λ= 0.47(10项)*= 0.67(项目3、7和9),EDE-Q / RSλ之间*λ= 0.56(项目2)*= 0.82(1)项,EDE-Q / WCSCλ*λ= 0.48(24项)*= 0.84(27项),和EDE-Q / ECλ*λ= 0.53(19项)*= 0.79(20项)。最强的潜伏性之间的相关性被发现IEQ-G和EDE-Q / RS(ϕ= 0.63)。IEQ-G之间潜在的相关性和EDE-Q / EC EDE-Q / WCSC和sci - 90 r / OCϕ= 0.59,ϕ= 0.54,分别和ϕ= 0.41。的内部结构EDE-Q相当的EDE-Q模型在3.2.1节(图1)。健康指数显示几乎温和适合(χ2(df)= 4,452.848(850),数控= 5.239、健壮的CFI = 0.816, = 0.804 TLI强劲,健壮的RMSEA = 0.074,健壮SRMR = 0.064)。
图2。描绘的SEM标准载荷和潜在的相关系数。
表5显示之间的相关性的潜伏构造不同的子组。
表5。潜在的相关性(ϕ)分裂。
尺度,在女性潜在的相关性,体重过轻,子群与饮食偏好高于全球相关模式。相比之下,男人,感觉舒服的人,人们没有任何饮食偏好(杂食者)显示低关联模式相比,全球。看着IEQ-G之间的相关性和其他尺度,年轻的(≤34)子群显示相关系数略高与全球的相比,在年长组(≥35)相比,其相关系数低于全球的。
4所示。讨论
本研究的目的是审查的心理属性和不变性IEQ-G说德语的大样本的成年人。总体而言,我们的研究结果显示,IEQ-G相当可以接受的心理属性,胜过EDE-Q。所有χ2全球健康的测试成果显著,但这可能部分由于超过1000的大样本的观察(Satorra Bentler, 1994)。
关于不变性,大部分的χ2测试是重要的表4列1,χ2(df),所以,从统计的角度来看,不变性财产已被拒绝。然而,考虑到大样本,数控和数控Δ统计(列3和6),和从实质性的角度来看,所有的分歧都呈现至少度量和性别和感觉也标量不变性。BMI分裂甚至达到完全根据数控不变性Δ。这可能是阐述了进一步的研究确定,集团特定的规范是否需要实际的评估。性别的不变性IEQ-G不能完全建立,尽管数控Δ统计数据也支持指标甚至标量不变性。这是符合领带et al。(2022)C-IEQ也报道,指标不变性(青少年版)在中国高中生的一个示例。有趣的是,BMI IEQ-G的分裂的不变性测试(除了一个,viz.规/标量)不显著,而“主观”的观点(我觉得(而)太薄/舒适/(而)太胖)产生了显著的结果对所有限制,只有接受根据χ构形的不变性2不同的测试。这表明“客观”BMI是较小的重要性比从评估角度如何被申请人认为他或她(梅塞尔集团和Linardon, 2021)。因此,后者应该获得更多的关注/比BMI-the放映更多的关注,作为评估BMI是很难要求。不仅可以在问卷受访者改变其大小和/或重量(布雷纳指出et al ., 2003;et al ., 2003)看来,性别差异存在于这些变化。根据公园(2011),女孩们更容易高估自己的体重,而男孩更有可能低估了它。
,保存得出IEQ-G似乎已经接受的心理属性,这是符合Duarte et al。(2017)和Linardon et al。(2019)。容易计算的一维的结构允许一个全球得分,从而培养其筛选中的应用研究。在实践指南治疗ED患者美国精神病学协会(2006)指出,早期发现ED和干预可以预防chronification。在同一条线上,赫尔佐格et al。(1999)和美国精神病学协会(2006)假设确定ED相关问题之前,他们变得棘手的是必要的。此外,Fitzsimmons-Craft et al。(2019)强调治疗缺口,特别是青少年之间,那些需要疗法/治疗干预措施和接收他们。考虑到僵化的饮食可能构成一个中间步骤ED (Duarte et al ., 2016),IEQ-G可能作为筛查工具。目前Duarte et al。(2016)支持ED EDE-Q作为筛查工具,但IEQ评估进一步方面不受EDE-Q, viz.刚性的心理方面的背景下吃东西。因此,我们认为IEQ-G有价值的补充测量在ED检查和评估。
在目前的研究中,呆板的饮食IEQ-G显示预期的关联结构,这可能是相关教育从理论的观点。事实上,我们发现潜在的相关系数足够大的假设对强迫症和艾德。这符合先前的研究评估的心理品质IEQ (Duarte et al ., 2016;Linardon 2018;领带et al ., 2022)。这些关联模式可能再次表明潜在的重要作用的饮食发展的ED(例如,一个)。纵向研究和实验研究的需要建立潜在因果关系僵化的吃。
关于强迫症或OC症状,我们发现了一个非常高的相关性与IEQϕ= 0.41,表明这样的症状是参与的吃(这是符合铜质把手et al ., 2020或荷兰et al ., 2014)。这并不奇怪,因为这两个结构共享一个共同的目的:受影响时,会感到不舒服在执行他们的仪式,阻碍,如果遵守,为他们提供一种感觉的能力,如果没有,自卑。对于僵化的饮食(ED),有一个缺乏一致性,即。,external stimuli, like food cues, and internal stimuli, like hunger, will not trigger food intake. Rather, it is dominated by self-imposed eating rules, i.e., rational behavior is overruled by impulses not related to nutrition. To this end, the present results support the findings of辛普森et al。(2013)在OC症状应该在ED评估和解决治疗技术视为补充ED治疗。因此,进一步的研究应该探索潜在的治疗干预措施针对强迫症或OC症状的上下文中。
表5显示non-omnivore受访者有较大相关性OC和EDE-Q分量表比整个样本。这可能表明,非理性的动机是与特定的饮食偏好。例如,一个被XX术语“semi-vegetarian”(子弹擦过蒂姆科et al ., 2012)可能假装只是某些饮食但实际上坚持无序与食物的关系。Heiss et al . (2018,2020)和麦克莱恩et al . (2022 b,c)也报道ED的关系和特殊的饮食偏好。有趣的是,他们发现EDE-Q执行最优素食/素食样本。
制定一个发现,最初不是作为一个研究问题,是EDE-Q产生,而平庸的心理属性。然而,大多数之前的研究也报道不足模型适合传统4-factor模型,发现解决方案关于两个不同的和不一致的因素,因素和产品的分配。我们的研究结果是接近的希尔伯特et al。(2007)在说德语样本(也)支持相同的解决方案3的阶乘。据我们所知,没有其他的研究探索的心理属性EDE-Q提到within-item-multidimensionality项目8日产生估计问题在我们的分析。Penelo et al。(2013)例如,报告估计问题(非容积确定的矩阵解)原始4-factor EDE-Q的模型。很合理的项目8及其within-item-multidimensionality引起他们的估计问题就像在我们的研究中。然而,由于缺乏替代品,我们不得不使用这个工具,因为它仍然是最广泛的验证评估。此外,我们决定使用EDE-Q无论如何支持的是,最初的文章中介绍的概念的饮食和IEQ也用EDE-Q作为参考(Duarte et al ., 2017)。此外,后来的研究称为EDE-Q (Linardon et al ., 2019;领带et al ., 2022)。的心理结果IEQ EDE-Q擅长这些。然而,这可能是由于这一事实IEQ更关注与克制饮食对刚性和僵化的变体(cf。Westenhoefer 1991;Duarte et al ., 2017)。相比之下,EDE-Q捕获一个更广泛的概念,涉及更多的方面。此外,EDE-Q地址两个不同强度和频率的临床重要方面(例如,泻药滥用)。
IEQ和EDE-Q自我评估,这可能难以适用于人口和ED或饮食失调。隐瞒倾向可能系统偏差反应(不仅对于BMI,见上图;Vandereycken和Van Humbeeck, 2008年),但自己也在调查问卷的物品。有关问题的潜在结构EDE-Q (Berg et al ., 2012)可能是由于这样的现象。然而,早期识别证明不可或缺的临床,避免表现的IEQ excel的EDE-Q,其心理优势和心理方面的饮食限制不被EDE-Q覆盖。此外,在这个人口自我评估相关的一般问题可以克服互补技术(cf。史密斯et al ., 2018;Elran-Barak et al ., 2020)。
在目前的研究中很明显,一方面,ED各种有特定的特性对于男性和女性,另一方面,教育评估(IEQ和EDE-Q)完全忽略这些差异,而是反映了一个女性的视角(Mitchison蒙德,2015年),它可以追溯到DSM的诊断标准(美国精神病学协会,2013;尽管闭经标准已经被排除在最新版)和ICD (世界卫生组织,2021年)。因此,重要诊断信息可能被忽视,特别是在男性(穆雷et al ., 2017)。更普遍的是,不仅性别方面是弱势,而且特点有关年龄(泥炭et al ., 2008;Mulchandani et al ., 2021)、BMI、饮食偏好(麦克莱恩et al ., 2022 a,c),进一步具体的数量。我们声称的发现潜在的相关系数的有效性分析1)高得多的女性相比男性组,2)高得多的年龄34到35 +相比,和3)远远高于个人体重指数低于18.5。这些发现确实可以显示这些结构更紧密相关的女性与男性或当前教育评估遵循一个太窄的概念。如果是后者的话,那么限制当前工具的有效性,这反过来可能导致监督重要的组织也需要心理(甚至医疗)的支持。因此,我们应该考虑仪器专门为两组的特异性。
当然,我们要记住,目前的研究是基于一个便利样本,因此一个复制(可能涉及到红外热成像模型更加灵活的对抽样)表示。此外,横断面研究设计不允许用于评估仪器的稳定性。分析当前样本只允许受访者分配自己是男性或女性。专门针对LGBTQIA社区将是一个有趣的和重要的努力。
德国版的IEQ本文进一步表明有前途的心理属性和似乎适用于一个德国人口。因此,它增加了跨文化的评估ED无序或僵化的饮食习惯,,如果不加治疗,可能发展成完整的ED(见Schaumberg et al ., 2016概述)。进一步的研究显示,无论是集团具体的规范要求和更多的性别、年龄和饮食敏感的扩展可能被认为,没有一种尺寸适合所有人。
数据可用性声明
原始数据支持了本文的结论将由作者要求,没有过度的预订。
道德声明
伦理审查和批准没有所需的研究对人类参与者按照地方立法和制度的要求。患者/参与者提供了他们的书面知情同意参与这项研究。
作者的贡献
LM,风险权重设计的研究中,进行数据收集,写的手稿。进行了分析。美国言情小说家监督整个项目会议并提供统计专业知识。所有作者的文章和批准提交的版本。
的利益冲突
作者声明,这项研究是在没有进行任何商业或财务关系可能被视为一个潜在的利益冲突。
出版商的注意
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补充材料
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收到:2022年7月25日;接受:2022年11月28日;
发表:2022年12月19日。
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