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关于偏远南部邦联食物摄入量标准增加和减少摄入零食的研究
摘要
社会因素的影响已报道的食物摄入量。在遥远的南方的范式，天真的参与者都相信，以前的研究者已经消耗了少量或大量的食物。到目前为止，一直没有使用这个范例示范如何以前很多参与者信息吃（食物摄入规范）在同一研究中增加和减少食品摄入。在本实验中，我们测试了64名大学本科心理学专业学生使用远程邦联设计。我们研究了两个高进低定额对食物摄入相同条件下的效果。我们还测试了是否证明之前预测的食物摄入量在吃伙伴匹配变量（特质移情）预测食物摄入规范对摄入的影响。一个没有规范的控制条件相比，领先的参与者认为，定额是吃了很多饼干饼干的摄入量增加和主要参与者相信定额是吃一些饼干摄入的减少。特质移情不适度饮食规范对消费的影响。这些发现增加了证据，认为摄入规范对食物摄入量强烈的双向作用。
介绍
据报道社会因素影响人类的饮食行为（Herman，Roth，＆Polivy，2003; Robinson＆Higgs，inpress）。例如，在吃饭场合中出席的人数和吃饭者渴望达到好感的影响量（de Castro＆Brewer，1992; De Castro，Brewer，Elmore，＆Orozco，1990; Pliner＆ Chaiken，1990）。最近还有人提出，社会因素可能会通过社会网络传播饮食模式和体重增加（Christakis＆Fowler，2007; Pachucki，Jacques，＆Christakis，2011）。在实验室，对食物摄入的社会影响是经常使用现场模型研究，谁是实验者的联盟，作为参与者。在模型的存在下消耗小吃或膳食，并且模型消耗的食物量根据实验条件而变化（参见Herman等人，2003关于这种研究的描述）。参与者不是他们正在与联盟一起吃饭。使用这种模式的一个很好的复制的发现是，如果现场模式吃得很少，那么参与者吃饭的时间比单独吃饭（Feeney，Polivy，Pliner，＆Sullivan，2011; Goldman，Herman，＆Polivy，1991）。
使用实时模型的另一种方法是使用远程模型。在这种研究中，参与者面临着以前参与者在该研究中消耗的食物量的虚构数据（Feeney等人，2011; Pliner＆Mann，2004; Roth，Herman，Polivy，＆Pilner，2001 ）。这被称为远程联盟范式。其他参与者进食的量可以被概念化为一种食物摄入量标准。如果远程联盟吃了很多，这表明高摄入量标准，而如果他们吃了一点，这表明低摄入量标准。使用远程联盟范式的两项研究表明，相对于无规范控制，高摄入量摄入量增加了食物摄入量（Pliner＆Mann，2004; Roth 等，2001）。第三项研究还表明，允许摄入量可以相对于无规范控制减少食物摄入（Feeney等，2011年，但也参见Leone，Pliner，＆Herman，2007），对研究参与者食物摄入的模态分布，而不是由条件消耗的总量）。 Pliner and Man（2004）和Roth 等（2001）也包括他们的研究中摄入量低的条件，但没有发现食物摄入量明显下降。 Roth等人（2001）发现摄入量下降趋势，但这并不具有统计学意义。两项研究中提供的一个解释是，低摄入量标准与无标准对照参与者吃的食物量太相似，以产生任何影响。 Feeney等（2011）仅包括低摄入量规范条件，因此无法同时检查高低摄入量准则对消费行为的影响。
因此，迄今为止还没有报道高摄入量和低摄入量的摄入量都会影响使用这种范式的摄入量。一些研究已经研究了个体差异对社会饮食的调节作用（Brunner，2011; Herman，Koenig-Nobert，Peterson＆Polivy ，2005; Hermans 等，in press）。 Exline，Zell，Bratslavsky，Hamilton和Swenson（2012）报道说，个人希望被其他人喜欢的程度可能是食物摄入量匹配的基础。特质同情已被证明可以预测个体调整食物摄入量以适应饮食伙伴摄入量的程度。只有具有高特质同情心的个体才显示摄入匹配的证据（Robinson，Tobias，Shaw，Freeman，＆Higgs，2011）。这可能是因为同情的个人有自然的倾向，想象别人如何解释他们的行为，所以吃同样的数量给他们的食物伙伴来表现自己（Chartrand＆Bargh，1999; Robinson 等，2011）。个人的角色减轻对食物摄入的影响的差异受到较少的关注。实况模型和远程模型设计之间有一些相似之处，因此可能会期待类似的缓和影响。然而，两种范式之间也存在差异。使用现场模型可以对食物摄入产生多种社会影响。实况模型可以提供关于在这种情况下如何行为的信息，这被称为信息社会影响（Herman等，2003）。此外，活模型的影响可能来源于参与者使用模型（Hermans，Engels，Larsen和Herman，2009; Robinson 等，2011）适应自己的饮食习惯，并给人留下好印象（Caudill＆Kong， 2001; Pliner＆Chaiken，1990）。人们可能认为，后一种类型的社会影响（我们将其称为自我呈现关注）在远程联盟设计中将会大大减少，因为没有实况模式让人印象深刻。因此，有兴趣的是，是否考虑到已经表现出来减轻现场模型对摄入量影响的因素是否同样影响了远程模型的效果。我们的总体目标是测试摄入量的增加和减少是由遥控器引起的模型和个体差异在同情中是否发挥调节作用。我们带领参与者相信他们将参加一个涉及吃饼干的品尝任务。根据条件，参与者被认为是以前的参与者已经吃了少量的饼干（低摄入量标准）或大量（高摄入量标准）或者没有收到信息（没有规范）。为了增加参与者的可能性在没有规范的条件下，我们将根据对先导研究结果的摄取规范进行描绘的高低摄入量标准之间的中间量。据假设，相对于无规范控制条件，暴露于高摄入量标准将导致食物摄入量增加，并且暴露于低摄入量标准将导致食物摄入量下降。我们还测试了一种特征同情的量度预测了对摄入量的规范效应。我们以前已经发现，特征同情评分可以缓和一个活模型对二进制食物的影响（Robinson 等，2011），因此我们对这种在远程联盟设计中吃饭也是如此也是如此，因为它可能告诉我们这两种研究类型之间的相似性。
方法
参与者
六十六名女大学生心理学生参加。平均年龄= 19.2岁（SD = 0.9）。体重指数在健康范围内平均值= 23.3（SD = 3.8）。为了掩饰研究的目的，它被广泛宣传为研究饥饿和味觉的研究。参与作为课程学分的回报。广告是通过一个在线门户，其中参与者在学习参与之前签署了很多次。参与者被指示在研究前2小时避免吃饭，以确保他们在到达时不饱和。参与者通知知情同意书。研究方案由伯明翰大学研究伦理委员会批准，并按照1964年“赫尔辛基宣言”中规定的伦理标准进行。设计和食物摄取规范信息。使用主题间设计有三个条件：控制（无规范）;摄入量高摄入量低。参与者被随机分配到三个条件之一。在两个实验条件下，参与者被暴露于虚构的以前的参与者信息表。在这两种情况下，该表格包含有关4名参与者的信息。都是18-20岁的女性心理学生。一项试点研究表明，在没有规范信息的情况下，女性心理学专业毕业生将消耗大约4个饼干。我们选择了我们认为可信的高低标准值，并且与无规范条件下的预期摄入量有很大不同。在高摄入量标准条件下，4名前参与者吃了8,9,9和10个饼干。在低摄入量标准条件下，4名以前的参与者已经吃了1,2和2。在对照条件下，没有提供信息表。测量人际反应指数的同情（IRI，Davis，1983）用于测量性状同情。规模具有良好的内部可靠性，由4个子量表组成。 （a = 0.71-0.75），“情绪困扰”（a = 0.75-0.77），“同情心”（Cron-bachsa = 0.68-0.73）和“幻想”（Cronbachsa = 0.78- 0.79），它融入了全球同情心概念（Davis，1983）。 IRI先前已被证明与其他特质同情度量（Davis，1983）密切相关。每个子量表由7个问题组成，并使用一个五点式李克特尺度响应格式（“描述我”，“不能形容我”）。高分表示高水平的同情，低分表示低水平的同情心。伪装研究参与者目标的个性化措施完成了个性问卷调查。问卷包括21个特征（例如我是社交性的），参与者使用了五分尺度（“非常不同意”来“强烈同意”），以记录特征描述的良好表现。受访者评价参与者完成了食欲评级以证实封面故事。包括三个问题; “你现在感觉如何饿了”，“你现在感觉好多了”，“你现在想吃什么？参与者通过放置一条线来对100毫米线尺进行响应。锚点“不饿”，“极度饥饿”，“不完全”，“非常充分”，“不愿意”，“极度强烈的愿望”。我们对“基本饥饿”的条件进行了比较。我们还分别对其他两项措施进行了比较。饼干评级措施参与者评价了饼干的甜美，脆弱和坚果（单独的100毫米线规，锚点：“不完全”和“极端”）。参与者还评价了多少他们喜欢使用五点刻度的饼干的味道（“我喜欢饼干”）。
饼干
使用马里兰州的巧克力饼干（每个饼干的大约重量为11克，每个饼干为57克）。饼干在一个储存丰富的碗里装满了14个饼干。
程序
参加者在平日上午十时至晚上十时至下午二时至六时进行个别测试。参与者被告知他们将对饼干进行抽样并对其进行评价。参赛者首先签署同意并完成食欲措施。两个实验条件的参与者都提供了虚构的以前的参与者信息表。前四名参与者的吃饭量取决于低摄入量或高摄入量条件的分配。控制条件的参与者没有提供虚构的上一个参赛表。要求收到虚构信息表的条件的参与者填写表格中的年龄，性别和课程。参与者被告知，他们不必完成最后一列（消耗的饼干数），因为这些信息只需要从头几个参与者进行订购。研究人员随后返回，删除了虚构的信息表，并向参与者提供了饼干和饼干评级措施。告诉参与者，他们可以像食物一样吃饭，因为食物会被丢弃，之后才能独居15分钟。接下来，参与者完成了个性测量和IRI移情测量（Davis，1983）。参与者的体重和身高使用数字刻度和测距仪进行记录。然后，与会者被问及他们认为研究的目的是什么。作为一个操纵检查，在实验条件下，如果他们注意到以前的参与者的摄入量，并且被要求说明以前的参与者吃过多少饼干，参与者会记下来。参与者被充分地回答并感谢他们的时间。要计算消耗的饼干总数，实验者计算碗中剩余的饼干数。
分析
我们计划采用单因素方差分析来检验这些群体在基线饥饿、基线饱胀和进食欲望以及BMI和年龄上是否存在差异。要检查的条件和同理心对食物摄入量的影响，我们计划了23个方差分析，与饼干消耗的数量作为因变量。使用类似的方法，如在鲁滨孙等。（2011），我们用中位数来描述参与者分为低和高的得分在所有移情（通过问卷总分确定整体同理）。这种方法使我们能够确定条件的影响，以及是否移情地位将适度的程度，参与者调整其摄入量作为一个功能的条件。我们有兴趣探讨高、低摄入规范增加和减少食物摄入量（控制），如果观察我们计划跟进两两比较采用Dunnett更正的状况有着重要的影响。我们还计划研究是否同理主持程度的“匹配”提出的规范，如鲁滨孙等。（2011）。在两个实验条件的参与者，我们计算了他们的饼干摄入量和平均数的饼干，虚构的前参与者消耗的绝对差异。分数0 =精确匹配。然后，我们相关的整体移情得分和匹配分数使用皮尔森的相关性，以检查是否移情与匹配的程度。18Oacute;PASW（SPSS公司芝加哥）进行数据分析。
结果
一位参与者猜测了研究的目的，一位参与者没有注意到以前的参与者消费信息，所以在数据分析之前都被删除。 方差分析显示条件对基线饥饿没有影响[F（2,61）= 0.16，p = 0.85]，年龄[F（2,61）= 0.15，p = 0.86]或BMI [F（2,61）= 2.1 ，p = 0.13]。 参见表1.我们还发现，满足条件[F（2,61）= 0.18，p = 0.84]或欲望[F（2,61] = 0.01，p = 0.99]之间没有基线差异。
讨论
参与者认为，以前的研究参与者吃了很多饼干（高摄入量标准），比没有关于以前参与者摄入的信息的参与者显示出更多的饼干。同样地，在被引导认为食物摄入量规则是吃少量饼干之后，与非规范控制条件相比，参与者吃饼干更少。观察到食物摄入量增加和减少约40％（76卡卡），这表明食物摄取规范信息在本研究中对食物摄取产生了显着的影响。没有证据表明，性状同情影响了食物摄入量规范对饼干摄入的影响。据我们所知，这是食品摄入量规范信息减少并增加偏远同盟研究中食物摄入量的第一份报告。在某种程度上，这可能是因为我们能够根据试点研究的结果设定摄入量标准。远程联盟在低摄入量标准条件和高摄入量标准条件下的摄入比较低和高于实际参与者在无规范控制条件下食用的食物量。话虽如此，Roth等人使用了试点测试。 （2001年），他们只观察到低摄入量规范条件吃不到无规范条件的趋势。然而，Roth等人的参与者的食物摄入量往往更为可变。研究（2001），所以这可能解释了为什么我们观察到显着的差异，但没有。如前所述（Pliner＆Mann，2004; Rothet al。，2001），我们发现了与低摄入量标准，但与较高摄入量标准匹配较弱。应该指出的是，在不规范的控制条件下，提出的高摄入量标准是大约6个饼干，大于摄入量，而在控制条件下，所提供的低摄入量标准只比摄入量小2饼干。因此，与低摄入量标准观察到的更强匹配可能是因为参与者必须吃超过500kc的饼干才能达到高摄取量标准。或者，可能高标准的准则只是简单地向参与者传达，不用担心观察他们的卡路里摄入量，从而允许他们尽可能多地吃饭（不管这是否与所提出的规范相似）。更直接的测试个人遵循低和高摄入量规范的程度将是有意义的。以前，特征同情已经显示预测食物同伴之间食物摄入的匹配，并且对这些发现的一个解释是，同情的个体具有自然的
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