介绍
成瘾性饮食已成为一个重大的全球健康问题，导致身体和心理损伤。先前的研究表明，某些类型的食物，特别是那些高糖和高脂肪的食物，可能具有成瘾性[ 1 ]。食物成瘾（FA）是指与特定食物相关的成瘾行为，导致临床上显着的损害或痛苦。耶鲁大学食物成瘾量表 (YFAS) 是根据精神疾病诊断和统计手册 (DSM) 药物滥用标准开发的第一个经过验证的 FA 评估工具 [ 2]。自成立以来，YFAS 已广泛应用于 FA 研究，并被认为是该领域研究的黄金标准。为了考虑 DSM 物质依赖指标的修订，引入了新版本的 YFAS，称为 YFAS 2.0 版 [ 3 ]。YFAS 2.0 纳入了与渴望、尽管产生负面社会后果仍继续使用、未能履行义务以及在危险情况下使用有关的附加项目[ 4]。最近，YFAS 2.0 的缩短版包含 13 项，称为修改版 YFAS 2.0 (mYFAS 2.0)，是一种更简洁的成瘾性饮食评估工具。mYFAS 2.0 包括十一项诊断指标中每一项的项目，以及评估临床显着损伤或痛苦的两项项目。与原始 YFAS 类似，mYFAS 2.0 可以作为从 0 到 11 的连续症状计数进行评分，也可以作为 FA 的分类诊断进行评分 [ 5 ]。mYFAS 2.0 的心理测量特性与 YFAS 2.0 的心理测量特性非常相似，这使其成为对最大限度减少参与者负担至关重要的人群的宝贵工具，或者作为一种简单的筛查工具来识别高风险个体以进行进一步评估。

mYFAS 2.0已成功翻译成多种语言，如意大利语[ 6 ] 、法语[ 7 ]、捷克语[ 8 ]、阿拉伯语[ 9,10 ]、巴西葡萄牙语[ 11 ]、西班牙语[ 12 ]、土耳其语[ 13 ] 、马来语 [ 14 ]、繁体中文 [ 15 , 16 ] 和简体中文 [ 17 , 18 ]。关于早期 YFAS [ 19 ] 和 YFAS 2.0 [ 20]的波斯语翻译]，缺乏适合波斯文化流行病学目的的简写形式 mPYFAS 2.0 的波斯语版本。因此，本研究的主要目的是调查 mYFAS 2.0 波斯语翻译在非临床样本中的有效性。此外，该研究旨在通过进行验证性因素分析以确定其因素结构、评估内部一致性并通过与暴食措施的关联来检查结构有效性来评估波斯语版本的心理测量特征。此外，该研究试图通过检查波斯语 mYFAS 2.0 与冲动和弹性行为测量之间的关系来建立趋同和判别效度。

材料和方法
设计与参与者
在这项横断面研究中，数据收集自普通人群的 9606 名参与者样本，年龄从 18 岁到 65 岁不等。目前的研究是在线进行的，覆盖了伊朗所有 31 个省份的参与者以及居住在各大洲其他国家的波斯语使用者。通过社交媒体平台促进了访问。该样本是通过各种渠道分享 2021 年至 2022 年的调查链接而获得的，包括通过 WhatsApp 消息应用进行推广、社交媒体付费广告以及在 Facebook®、Instagram®、Telegram 和 Twitter 等平台上进行推广。潜在参与者通过显示调查海报的定向广告接触到调查。所有参与者均符合 18 至 65 岁的年龄标准，并且是伊朗境内 31 个州的居民或居住在其他国家的伊朗移民。研究样本的选择标准如下：参与者必须年满18岁，具备波斯语阅读能力，并且波斯语流利。这些信息是通过在线调查问卷收集的，其中包括对性别、年龄、婚姻状况和教育程度等人口特征的询问。还询问了有关吸烟状况的其他项目。此外，参与者还完成了 YFAS 2.0 的修改版波斯语版本 (mPYFAS 2.0) 以及三个经过验证的波斯语量表：暴食量表 (BES)、巴勒特冲动量表 (BIS-11) 和康纳-戴维森弹性量表 ( CD-RISC）。值得注意的是，该研究遵守了《赫尔辛基宣言》和《医学与健康研究伦理指南》中概述的伦理原则。该研究获得了当地伦理委员会的批准。

确定进行因子分析的适当样本量并不是一门精确的科学，并且没有普遍认可的最低要求。然而，人们普遍认为较大的样本量往往会产生更准确和稳定的结果。在文献中，因子分析的建议样本量差异很大，建议的测量变量与受试者的比例范围为 1:10 至 1:2。专家意见和经验表明，进行因子分析时，样本量在 300 个左右为良好，500 个为非常好，1000 个或更多为极好[ 21]]。在本研究中，根据这些建议和指南，9606 名参与者的样本量被认为是足够的。通过大样本量，该研究可以提供更稳健和可靠的结果，从而提高研究结果的普遍性和统计能力。

测量
修改版波斯语 YFAS 2.0 (mPYFAS 2.0)
mPYFAS 包含 13 个项目，按 8 点李克特量表评分，范围从零（从不）到七（每天）。这些项目评估 DSM-5 中概述的 11 项物质使用障碍标准，以及衡量这些症状（痛苦/损伤）临床意义的另外两个项目（见表 1）。每个项目都有不同的截止值来确定是否满足标准。符合标准则记 1 分，不满足则记 0 分（见表 1））。可以根据症状标准和临床显着性标准的分项计算两个总分。症状计数分数范围为 0 到 11，代表报告的症状总数。临床显着性评分范围为 0 至 2，指示是否满足临床显着性标准。如果临床显着性评分为 1 或 2，则认为满足标准并获得分数 1。否则，如果分数为 0，则不满足标准并获得分数 0。要诊断 FA，阈值设置为报告两种或多种症状（症状计数评分范围为 2 至 11）并满足临床意义标准。此外，根据症状的数量和临床意义标准的存在，FA 可以进一步分类为轻度（症状计数评分 2-3）、5 ]。mPYFAS 2.0的内部一致性，包括11个诊断指标和显着不适项目，KR-20系数为0.77，McDonald omega系数为0.78，结果可以接受。这些系数表明该量表在测量 FA 症状和临床意义方面的可靠性和一致性。

表1 mPYFAS 2.0中13个项目的描述，原始8点李克特量表和转换后的量表值（多分和二分）
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暴食量表（BES）
BES 是一份自填问卷，由 16 个项目组成：8 个描述行为表现的项目（例如，吃得快或吃大量食物）和 8 个有关相关感受和认知的项目（例如，害怕不停吃东西） 。每个项目的响应范围为 0 到 3 分（0 = BES 症状不严重，3 = BES 症状有严重问题）[ 22 ]。马库斯等人。(1988) 为 BES 创建了从 0 到 46 分的分数范围：分数低于 17 分表明 BE 问题最小；分数在18到26分之间表示中度BE问题，分数超过27分表示严重BE问题。BES 具有良好的重测可靠性（r = 0.87，p < 0.001），与通过食物记录测量的暴食严重程度存在中度关联（r = 0.20–0.40，p  < 0.05；[ 23 ]。波斯语版本的 BES 在识别暴食症方面显示出 84.6% 的敏感性和 80.8% 的特异性BES的重测信度和内部一致性分别为0.71和0.85，BES有效地区分了肥胖者和正常体重受试者[ 24 ]。在本研究中，问卷的信度是使用Cronbach's计算的alpha 方法，结果为 0.79。

巴拉特冲动量表 (BIS-11)
BIS-11 广泛用于评估冲动特征，被认为是测量冲动维度最常用的自我评估量表。在过去的 50 年里，BIS-11 经历了多次修改，最新版本是由 Patton 等人开发的。1995年[ 25 ]。它采用四点李克特量表进行评级，1 = 很少/从不到 4 = 几乎总是/总是。总分范围为 30 至 120 [ 26]。12 个项目进行反向评分，以解决反应偏差。该量表包括三个二阶因素：注意力、运动和非计划冲动。BIS-11 得分越高表明注意力水平较低、多动性增加以及缺乏计划。BIS-11 在评估脉冲维度方面的有效性已得到充分证实 [ 27 ]。Javid 等人在雅利安人群中验证了该问卷。2012 年。排除了五个问题，具体编号为 29、23、20、17 和 6。其余 25 个问题表现出适当的有效性和可靠性。这些问题中，第29和20项是反向计分的[ 28]。在本研究中，使用了波斯 BIS-11 的 25 项形式。据报道，波斯 BIS-11 的内部一致性是高度可接受的，Cronbach α 系数为 0.81。本研究采用Cronbach's alpha法计算问卷的信度，结果为0.86。这表明该量表在测量波斯语人群中个体的冲动特征方面具有可靠性和一致性。要计算每个子量表的分数，请将其各自问题的分数相加。将所有问题的分数相加即可获得调查问卷的总体分数。该问卷中得分较高表明冲动性较低且行为抑制较高，而得分较低则表明冲动性较高。

康纳戴维森复原力量表 (CD-RISC)
CD-RISC 有 25 个项目和 5 个子量表，涉及个人能力、负面情绪容忍度、积极接受、自我控制和精神影响，基于 5 点李克特量表（完全错误 = 0 到完全正确 = 4）进行响应。该量表的得分范围为 0-100，高分表明恢复能力更强 [ 29]。Connor 等人于 2003 年在一般人群和临床人群（患有广泛性焦虑症和创伤后应激障碍的人群）中运行并验证了该量表，展示了良好的心理测量特性并获得了五个因素的因素分析。此外，重复测量方差分析显示，患者在治疗期间的进一步改善与 CD-RISC 评分的增加有关；此外，在临床样本中，该量表的重测信度经计算为0.87[ 29 ]。在伊朗，Bakhsayesh Eqbali 及其同事于 2022 年对这一量表进行了标准化[ 30 ]。第一阶段五个因子的验证性因子分析结果显示，报告了 25 个 CD-RISC 项目受益于高因子负载和良好拟合指数（χ 2 = 605.55；df = 265；P值=0.0001；χ 2 /df = 2.28；GFI=0.88；CFI=0.93；TLI=0.92；RMR = 0.06；均方根误差 = 0.05); 因此，CD-RISC具有良好的结构效度。整个量表和子量表的 Cronbach's α 系数分别计算为 0.94 和 0.71-0.89，表明 PwMS 中 CD-RISC 的最佳可靠性。在本研究中，使用Cronbach's alpha方法计算问卷的信度，结果为0.83。

统计分析
对收集的数据进行各种统计分析，以考察mYFAS 2.0诊断指标的有效性和可靠性。计算每个项目的描述性统计数据，例如频率百分比、最小和最大分数、平均值和标准差。使用 Kuder-Richardson alpha (KR-20) 和 McDonald's omega 系数评估诊断指标的内部一致性。

为了评估 mYFAS 2.0 的结构有效性，采用了验证性因素分析 (CFA)。该分析仅关注诊断指标，并未考虑临床上重要的损伤或不适。使用 χ 2除以自由度 (χ 2 /df)、比较拟合指数 (CFI)、Tucker-Lewis 指数 (TLI)、近似均方根误差 (RMSEA) 等指数评估模型的拟合度，和标准化残差均方根 (SRMR)。当 χ 2 /df ≤ 3、CFI 和 TLI ≥ 0.95、RMSEA < 0.06 且 SRMR < 0.08时，该模型能够很好地拟合数据[ 31 , 32 ]。可接受的模型拟合表示为 χ 2 /df ≤ 5、CFI 和 TLI ≥ 0.90、RMSEA < 0.08 且 SRMR < 0.1 [33 ]。

这些指数提供了有关观察到的数据与假设因素模型的吻合程度的信息。对于统计分析，使用带有 psych 软件包的 R 软件（版本 4.2.2）进行描述性分析。采用MPLUS软件（版本8.3）进行验证性因子分析，利用适合排序数据的WLSMV（加权最小二乘均值和方差调整）估计方法。使用 Microsoft Excel 计算 Kuder-Richardson alpha (KR-20) 的可靠性系数 [ 34 ]，使用 JASP 软件（版本 34）计算麦当劳的 omega [ 35 , 36 ]。显着性水平设置为p < 0.05 以确定统计显着性。通过进行这些分析，该研究旨在全面了解 mYFAS 2.0 诊断指标在评估 FA 方面的有效性和可靠性。

结果
样品特性
表2列出了 9606 名参与者的人口统计特征 。

表 2 受试者特征 (n = 9606)
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表3列出了多级分数版本（范围0-7）中每个项目的描述性信息，例如每个选项的回答比例、平均值、标准差以及多级分数版本中的正确答案比例 。第 5 项和第 6 项不包括在内，因为它们是两个损伤和痛苦问题，与其余 11 个症状项不同。请注意，其余表格提供了基于这些 FA 11 项目的统计数据。

表3 11项版本食物成瘾量表描述性指标
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表4给出了在多分和二分模式下删除特定项目时每个项目与总分之间的相关性。表中相关性均在0.30以上，表明各项目与总分之间存在较强的相关性[ 37 ]。

表4 FA 11项目的多分和二分版本中项目与总分的相关性
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此外，在多分和二分版本中，每个项目的分数与其他项目的总分（不包括该项目本身）之间的相关性都显示出正向且显着的关系。这表明每个项目都与总分密切相关，并反映了评估兴趣结构时项目的集体性质。这些发现为各个项目和总分之间的良好关系和相似性提供了证据，表明项目在测量所评估的结构时的连贯性和一致性。

表5列出了整个样本的总量表分数以及多分和二分版本中按性别划分的描述性指标 。独立t检验表明，女性和男性在多分和二分版本上存在显着差异，并且这种差异有利于女性。

表 5 FA 11 项目的多分和二分版本中整个样本和按性别的检验的平均值、标准差、最小值和最大值
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表6给出了总样本以及女性和男性的单因素量表结构的拟合指数，包括数据的多分和二分版本。结果表明，对于多分和二分版本，单因素模型与总样本中的数据表现出良好的拟合。然而，值得注意的是，如 RMSEA 指数所示，与多分版本相比，二分版本的模型拟合略好。拟合指数表明单因素模型充分捕捉了总样本的两个数据版本中量表的基本结构。此外，当分别检查女性和男性模型的拟合度时，也观察到了类似的结果。该模型显示出与两个性别组中多分和二分版本的数据的良好拟合。再次，与多分版本相比，二分版本的模型拟合略好。这些结果表明，量表的单因素结构得到了数据的充分支持，表明量表的项目正在测量一个共同的基础结构。研究结果还表明，与多分版本相比，数据的二分版本更适合单因素模型。表明该量表的项目正在测量一个共同的基础结构。研究结果还表明，与多分版本相比，数据的二分版本更适合单因素模型。表明该量表的项目正在测量一个共同的基础结构。研究结果还表明，与多分版本相比，数据的二分版本更适合单因素模型。

表 6 单因素模型按性别和 FA 11 项总样本的拟合指数
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表7中整个样本（男性和女性）的序数 alpha、组合信度和判别有效性统计数据 表明整个样本以及男性和女性组的内部一致性和综合可靠性水平良好。基于AVE指数，其值通常大于0.5是可以接受的，收敛效度也是可以接受的；它在二分数据中的值高于在多分数据中的值。因此，在多分支版本中，可以观察到结构模型解释了总样本中大约 51% 的方差，其中男性的值略低，为 49%，女性为 52%。在二分法版本中，结构模型约占总样本方差的 59%，其中男性值为 56%，女性值为 59%。总体而言，与男性相比，女性的解释方差通常更高。为了建立构造层面的判别有效性， 6）[ 38 ]。

表 7 FA 11 项全样本、女性和男性 AVE 的 Alpha 统计、综合信度和诊断效度
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BES、BIS 和 CD-RISC 量表与 mYFAS 2.0 诊断显着相关（表 8）。BES、BIS 和 CD-RISC 量表与 mYFAS 2.0 诊断的 FA 症状计数之间存在显着相关性。

表8 mYFAS 2.0诊断的食物成瘾（FA）症状计数（13项）、BES（25项）、CD-RISC（25项）和BIS-11（25项）总分之间的Spearman等级相关系数
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检查 11 项测试中的不变性
为了检查基于性别的因子结构不变性，评估了四种模型：配置不变性、度量或弱不变性、标量或强不变性以及精确不变性。该分析旨在确定男性和女性群体中 FA 的因子结构是否一致。在配置不变性模型中，不对任何参数施加限制，并且对两组均拟合相同的阶乘结构。显着拟合表明两组的因子结构相同。度量模型假设各组之间的因子负载相等。度量模型和配置模型之间的比较缺乏显着性表明不变性，表明该构造对于两组具有相同的含义。这意味着这些项目捕获了相同的底层构造，允许比较组之间分数的方差和协方差。标量模型考虑到数据的序数性质，除了因子载荷之外还强制执行项目阈值的相等性。标量模型和度量模型之间的比较缺乏显着性，因此无法比较组之间潜在变量的平均值。在精确模型中，假设各组之间项目的残差方差相等。由于精确模型和标量模型之间的比较缺乏显着性，因此可以根据观察到的项目分数的总和来比较各组之间的总分数。这表明两组之间项目的可靠性是一致的。最后，检查了各组之间潜在结构的方差和均值。使用Mplus软件进行分析，采用适合排序数据的 WLSMV 估计方法（多级版本中的响应范围为 0 到 7）。因此，模型是基于多向相关矩阵进行拟合的。使用Mplus中的DIFTEST方法进行模型比较，考虑卡方差异检验，以及CFI、TLI、SRMR和RMSEA等拟合指数来评估模型之间的差异（表 9）。

表 9 检验多分项不变性的不同模型的拟合指数
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多分数据
根据表 9中的结果，配置模型和度量模型 1 之间的比较显示出显着差异（p  < 0.05）。对修正指数的进一步检查表明，第 12 项和第 3 项的因子负荷在两组之间存在显着差异。因此，在度量模型 2 和 3 中，可以自由估计各个组的这些因子载荷。结果，度量模型 3 和配置模型之间的差异变得不显着 ( p  > 0.05)。类似地，当比较标量模型 1 与度量模型 3 时，可以观察到，第 4 项的第一个阈值和第 13 项的第二阈值在男性和女性之间存在差异（p < 0.05）。在标量模型 2 和 3 中，针对各个组自由估计这些阈值。因此，标量模型 3 和度量模型 3 之间的差异变得不显着 ( p  > 0.05)。

在严格模型 1 中，剩余项目的方差在两组之间自由估计，而在严格模型 2 中，该参数被限制为在两组之间相同。结果表明两个模型之间存在统计显着的卡方差异 ( p  < 0.05)。随后，在严格模型2-9中，自由估计两组之间第13、1、4、7、12、2和11项的误差方差。严格模型 9 与严格模型 1 的比较产生了不显着的卡方差异 ( p  > 0.05)。此外，表8的最后两行 证明虽然女性组（参考组）的平均值和方差分别固定为 0 和 1，但限制男性组中的这些参数会导致显着的卡方差异（p  < 0.05）。这表明女性和男性的 FA 结构的均值和方差存在差异。具体而言，FA 结构中男性（目标群体）的平均得分为 -0.328，方差为 0.96。相比之下，女性组（参考组）的得分范围为 0 到 1，表明均值和方差较高。由此可见，男性组的均值和方差均低于女性组。

表10中报告的参数 是基于严格模型2的结果。考虑到卡方检验对样本量的敏感性，基于ΔCFI指数≤0.01，可以推断在性别方面最具影响力的模型是度量 1、标量 1 和平均模型。然而，根据 ΔRMSEA ≥ 0.015 和 ΔSRMR ≥ 0.03 标准，已确定的影响均不被认为是显着的 [ 36 ]。

表10 基于精确模型的因子负荷、阈值和项目剩余方差2
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表9显示了严格模型 9 的结果。在该模型中，女性组的均值和方差分别固定为 0 和 1，而男性组则使用前面提到的值自由估计。男性组中第3和第12项的因素负荷是自由估计的，而其他项目的因素负荷在两组中保持相同。第 4 项的第一阈值和第 13 项的第二阈值已针对女性和男性进行了自由估计。此外，还自由估计了两组之间第 13、1、4、7、12、2 和 11 项的误差方差。表中列出了项目的因子载荷以及七个阈值（对应于八个项目的范围，每个项目有七个阈值），以及原始形式的其余项目的方差 8 . 应该指出的是，在女性组中，误差方差固定为 1，因此未报告其具体值。

二分数据
表9中的结果 表明，配置模型和度量模型 1 之间的比较产生了统计上显着的差异 ( p  < 0.05)。对修正指数的进一步分析显示，第12项和第3项的因子负荷在两组之间存在显着差异，其中第12项的修正指数高于第3项。因此，第12项的因子负荷在两组之间是自由估计的（公制模型 2）。此调整导致度量模型 2 和配置模型 ( p > 0.05)，表明度量不变性。接下来，检查项目阈值的不变性。将标量模型 1 与度量模型 2 进行比较，发现女性和男性之间第 13、4 和 9 项阈值的显着修正指数 ( p  < 0.05)。随后，对两组的第 13 项（标量模型 2）和第 4 项（标量模型 3）的阈值参数进行自由估计。标量模型 2 和度量模型 2 以及标量模型 3 和度量模型 2 之间的比较没有产生显着差异 ( p > 0.05）。值得注意的是，其余项目的阈值在两组之间均未表现出显着差异，因此不考虑进行自由估计（可能是由于样本量较大）。接下来，检查其余项目值的不变性。

在严格模型 1 中，项目残差的方差在两组之间自由估计，而在严格模型 2 中，该参数被限制为在各组之间相同。两个模型之间的卡方差异检验没有产生统计上显着的结果（p ≥0.05）。对严格模型 2 的进一步检查表明，最高的修正指数与女性第 1 项和第 2 项 (169.180) 以及第 4 项和第 10 项 (101.827) 之间的误差协方差相关。然而，这些结果并未在男性中观察到。尽管有这些发现，卡方检验缺乏显着性限制了对两组之间这些误差协方差的自由估计。接下来，评估两组之间潜在结构的方差和均值的不变性。方差和均值模型的结果（表 7）显示，在将女性组的均值和方差分别固定为 0 和 1 的同时，根据女性组的平均值和方差调整男性组（目标组）的方差。p  < 0.05），表明组间方差存在差异。FA结构中男性组的方差估计为1.314，高于女性组的方差。根据均值模型结果，可以观察到，将 FA 结构中男性组的均值设置为等于女性组的均值会产生卡方显着性（p  < 0.05），表明男性组的均值FA结构中，女性组（−0.575）低于女性组。

表11中的估计值来自 详细模型2。考虑到卡方检验对样本量的敏感性，基于ΔCFI指数≤0.01，可以得出结论，性别在二值模式下的影响有限[ 39 ]。然而，基于 ΔRMSEA ≥ 0.015 和 ΔSRMR ≥ 0.03，与因子方差不变性（即潜在变量的变异性和多个潜在变量之间的关系在组间等效）和两组之间的均值相关的影响具有统计显着性。表12提供舍入值模式下问卷项目的因子载荷（每个项目都有阈值）以及原始模式下其余项目的方差估计。在女子组中，误差方差已固定为 1，因此未报告其具体值。

表 11 不同模型的拟合指数检验二分版11项量表的不变性
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表12 基于精确模型1的项目的因子载荷、阈值和剩余方差
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讨论
本研究旨在在波斯语个体的非临床样本中翻译、试点和评估 YFAS 2.0 翻译版本的心理测量特性。我们的研究结果证明了翻译工具具有令人满意的内部一致性可靠性、因子结构以及收敛和判别有效性。目前的研究还证实了修改版 YFAS 2.0 (mYFAS 2.0) 的波斯语版本的强大心理测量特性，这与之前在英语、捷克语、法语、意大利语和巴西葡萄牙语人群中进行的研究结果一致[ 5，6 , 7 , 8]。结果表明，比较拟合指数 (CFI) 为 0.95，近似均方根误差 (RMSEA) 为 0.03，所有诊断标准的因子负荷以及 mPYFAS 2.0 的显着不适因子均被视为可接受。Brunault 等人的类似研究。（CFI = 1.00，RMSEA = 0.0090%）6和 Imperatori 等人。（CFI = 0.905，RMSEA = 0.086）分别报告了修改后的 YFAS 2.0 的法国和意大利版本在非临床人群中的心理测量特性。在这两项研究中，所有因子载荷都超过 0.5，表明模型拟合良好且可靠性 [ 7 ]。

项目 2 的平均得分最高，表明参与者对它的平均评价较高，而项目 12 的平均得分最低，表明参与者的评价较差。此外，项目 9 显示出最高的离散度，表明参与者的反应差异较大，而项目 12 显示出最小的离散度，表明参与者的反应差异较小。具体来说，对于第 12 项，较小比例的参与者选择了第 1-7 项。值得注意的是，第 3、7 和 12 项有大量参与者选择零项。因此，在这些项目的二分版本中观察到表现出与这些项目相关的特定特征的个体数量减少。

众所周知，在多分和二分版本中，与男性相比，女性在食物成瘾方面表现出更高的平均分和标准差。这种差异具有统计显着性，p 值小于 0.05。虽然在多分数据的情况下，该模型与整个样本和每个性别亚组的数据表现出可接受的拟合，但对于二分数据，模型拟合通常更优。具体而言，在女性亚组中，模型拟合度明显好于男性亚组中观察到的模型拟合度。

多分和判别版本的复合可靠性均超过 0.70，表明该工具的测量精度令人满意。此外，如平均方差提取 (AVE) 指数所示，FA 的结构至少占指标方差的 50%。鉴于较高的综合可靠性值 0.7，这种解释水平被认为是可以接受的。另外，通过将AVE的平方根与表 6中呈现的FA结构与其他变量的相关性进行比较，可以推断FA结构表现出诊断有效性。

对不同组的数据填充模型的检查表明，FA 结构的因子结构在男性和女性之间保持一致。然而，比较公制和形状模型表明，男性和女性群体之间的结构含义有所不同。具体来说，在根据观察到的分数方差比较两组时应谨慎行事，因为第 3 项和第 12 项在男性和女性之间表现出不同的含义。值得注意的是，男性组和女性组之间第 4 项的第一阈值和第 13 项的第二阈值的差异表明两组之间潜在变量平均值的差异，其中第 4 项和第 13 项对这种差异产生了显着影响。此外，第 13、1、4、7、12、2 项的误差方差存在差异，男性和女性组之间的 11 表明这些项目的可靠性在两组之间有所不同。因此，最好根据观察到的分数来评估两组。比较男性和女性之间 FA 结构的均值和方差表明，与女性相比，男性的均值和方差值较低。根据 ΔCFI 指数（≤ 0.01），性别对度量 1、标量 1 和平均模型的影响最大。然而，根据 ΔRMSEA (≥ 0.015) 和 ΔSRMR (≥ 0.03) 指数，已确定的影响均不被认为是显着的。比较男性和女性之间 FA 结构的均值和方差表明，与女性相比，男性的均值和方差值较低。根据 ΔCFI 指数（≤ 0.01），性别对度量 1、标量 1 和平均模型的影响最大。然而，根据 ΔRMSEA (≥ 0.015) 和 ΔSRMR (≥ 0.03) 指数，已确定的影响均不被认为是显着的。比较男性和女性之间 FA 结构的均值和方差表明，与女性相比，男性的均值和方差值较低。根据 ΔCFI 指数（≤ 0.01），性别对度量 1、标量 1 和平均模型的影响最大。然而，根据 ΔRMSEA (≥ 0.015) 和 ΔSRMR (≥ 0.03) 指数，已确定的影响均不被认为是显着的。

双变量数据的形状模型分析表明，两组之间 FA 的因子结构相似。在应用于二分数据的度量模型中，两组之间观察到的唯一差异在于第 12 项的因子负载。同样，在标量模型中，发现两组之间第 13 项和第 4 项的阈值不同。然而，根据精确模型，发现两组的残差方差是相等的。比较男性和女性 FA 结构的方差和均值，很明显，与女性相比，男性在该结构中的方差较高，但均值较低。值得注意的是，根据 Chang 和 Rensold (2002) 的研究，二值模式下性别的影响也较低，如 ΔCFI 指数 (≤ 0.01) 所示。然而，

本研究中的收敛有效性指标与之前有关 YFAS 2.0 和 mYFAS 2.0 的文献一致，正如它们与暴食的相关性所证明的那样[ 7,40,41,42,43 ]。我们的研究结果显示 mPYFAS 2.0 和 BES 分数之间存在很强的正相关性。同样，布鲁诺等人。在法语版 mYFAS 2.0 的验证研究中观察到 FA 和 BES 分数之间的相关性(7)。佩拉托里等人。还报告了关于意大利版 YFAS 2.0 收敛有效性的类似结果，证明了与 BES 分数的相关性 [ 5]。此外，与巴西 mYFAS 2.0 一致，我们的研究证明了 mPYFAS 2.0 与 BIS 测量的冲动性之间存在关联。大量证据强调了 FA 和冲动之间的相关性 [ 44 ]。此外，Pivarunas 等人。发现消极的紧迫感、冲动和情绪失调可以预测 YFAS 上的症状计数 [ 45 ]。探索暴饮暴食与 BIS 之间关系的研究表明，冲动的特定维度与某些 FA 症状相关 [ 38 ]。

为了评估波斯语 mYFAS 2.0 的判别有效性，将其与 CD-RISC 上的分数进行了比较。复原力是指尽管存在风险和负面后果，仍能成功适应的能力[ 46 ]。复原力是防止药物或行为成瘾问题发展的保护因素[ 47 ]。人类研究和动物模型都表明，具有较强复原力的个体表现出较低的寻求高度适口物质的倾向和较低的强迫性[ 48]。动物模型表明，与 FA 样行为的弹性和易感性相关的神经生物学途径受到内侧前额叶皮层 (mPFC) 和伏隔核突触谷氨酸能传递增强的影响，这些传递受到内源性大麻素和多巴胺能信号系统的调节 [ 49 ]。本研究通过证明弹性与 FA 之间的负相关关系重复了之前的研究结果 [ 18 ]。

本研究应承认一些局限性。首先，通过在线调查进行数据收集。虽然在线调查具有成本效益和数据收集效率等优势，但它们可能会在代表性和潜在偏差方面带来限制。其次，当前样本中性别比例不平衡。未来的研究将受益于性别更加平衡的样本，以增强研究结果的普遍性。此外，建议在未来的研究中重新评估临床人群中 mPYFAS 2.0 的心理测量特性。这将为该工具在临床环境中诊断 FA 的适用性和有效性提供有价值的见解。

结论
总之，本研究成功表明 mYFAS 2.0 的波斯语翻译表现出强烈的心理测量特征，与原始版本非常相似。波斯语 mYFAS 2.0 的高度内部一致性确立了其作为调查波斯语人群食物成瘾的有效工具的有用性。