原始论文
摘要
背景:与异性恋者相比，美国的性少数群体经历了更高的负面身心健康结果。然而，各种测量挑战限制了研究人员进行有意义的调查研究以了解这些差异的能力。尽管其他身份普遍存在，但许多国家健康调查仅为受访者提供了3种实质性的性别身份报告选项(异性恋/异性恋、男同性恋/女同性恋和双性恋)，这可能会因误报和项目不响应而导致测量误差。
摘要目的:这项研究比较了传统的测量性别认同的三选项方法和为受访者提供5个额外选项的扩展方法。
方法:2021年3月至6月在新泽西州居民中进行的一项在线调查实验随机分配了1254名年轻人(18-21岁)回答性身份的三反应测试或扩展项目。比较了每个测量的响应分布以及项目无响应的几率。
结果:问题的扩展版本似乎在一些亚组中导致了更准确的报告，并导致更少的项目不回答;在扩展版本中，12%(77/642)的受访者选择了短版本中没有的回答。回答扩展项目的女性不太可能认为自己是同性恋(2.1% [10/467]vs. 6.6%[30/457])。女性和非西班牙裔白人略高于长版本(1.1%[女性为5/457，非西班牙裔白人为3/264]，0%[女性为0/467，非西班牙裔白人为0/277])。在回答较长选项的受访者中，约有5%(32/642)不确定自己的性别(在较短选项中没有类似选项)。与回答较长版本问题的受访者相比，回答较短版本问题的受访者完全跳过问题的几率要大得多(优势比9.57,95% CI 1.21-75.74;P= 03)。
结论:研究结果支持在流行病学研究中使用更长、更详细的方法来测量性别认同。这样的测量可能会让研究人员对性少数群体的健康行为和结果做出更准确的估计。
doi: 10.2196/32294
关键字
介绍
与异性恋者相比，在美国被认定为性少数群体的人在生理和心理健康方面的不良后果发生率更高[-]。他们还报告了更高水平的危险行为，包括吸烟、酗酒和吸毒[，，-]。鉴于性少数群体承担着风险行为和不良健康结果的不成比例的负担，了解和解决这些健康不公平现象的研究至关重要[]。然而，调查测量的挑战限制了开展包括性少数群体在内的有意义的研究的能力。的确，在全国性调查中存在各种操作性取向的方法，使这一人群的风险行为和健康结果的估计复杂化[，]。事实上，美国国家科学、工程和医学科学院已经委托了一个小组来审查当前与测量性取向有关的措施和方法问题，以及性和性别认同[]。
在这篇短文中，我们通过比较两种测量方法的随机实验结果，对测量性别认同的文献做出了贡献。在调查方法的文献中，问题设计会影响受访者对特定项目做出准确回应的动机，甚至根本不会做出回应[]。如果一个问题不能促使受访者准确地回答，或者鼓励他们完全跳过该项目(例如，项目不回答)，这可能导致测量误差[]。一种常见的测量性别认同的方法要求参与者从三种答案中选择一种:异性恋/异性恋，男同性恋或女同性恋，双性恋。这种三反应方法，或其近似变体，是几个全国性调查所采用的方法，包括全国健康访谈调查[]、行为风险因素监察系统[]，以及全国药物使用与健康调查[]。尽管这种方法很受欢迎，但这三种回答并没有构成一个可以声称的性别身份的详尽清单[]。由于没有提供更广泛的选择范围，采用三反应方法的调查很容易产生测量误差，要么是因为受访者报告的性别身份不准确，要么是因为他们认为这不能代表他们的实际身份，就会完全跳过这一项。
方法
为了探索问题构建对性别认同测量的影响，我们随机分配了1254名18-21岁的年轻人，让他们回答传统的三回答版本的性别认同项目(n=612)或提供更多回答选项的扩展版本(n=642)。总体样本人口统计和人口统计的实验条件提出．这个传统的三类问题包括“你认为自己是吗?”，并提供了三个选项:“异性恋或异性恋”、“同性恋或女同性恋”和“双性恋”。较长的版本是:“下面是人们经常用来描述他们的性取向或性取向的术语列表。请选择最适合你的术语。”它提供了“异性恋/异性恋”、“男同性恋”、“女同性恋”、“双性恋”、“酷儿”、“无性恋”、“泛性恋”、“质疑/不确定”和“另一种未列在上面的性取向(请注明)”。该实验嵌入在政策与传播评估:新泽西(PACE NJ)研究的第一波调查中。该调查于2021年3月24日至6月21日在网上进行。除了年龄要求外，PACE新泽西州研究的参与者还被要求报告一年中至少在新泽西州生活四个月。
结果
该问题的扩展版本提供了受访者性别认同的更完整的图景(和）.事实上，在回答较长问题的受访者中，有12%(77/642)的人选择了在较短的、更常用的问题版本中没有提供的回答选项。交叉表格的结果显示，与短版本相比，扩展版本中认定为男同性恋或女同性恋的女性比例要低得多(2.1% [10/467]vs. 6.6%[30/457])，因为他们可能选择了诸如酷儿(4.1%[19/467])或泛性(2.6%[12/467])等术语。女性和非西班牙裔白人略高于长版本(1.1%[女性为5/457，非西班牙裔白人为3/264]，0%[女性为0/467，非西班牙裔白人为0/277])。重要的是，6.6%(31/467)的女性受访者、6.1%(22/359)的非白人受访者和5%(32/642)的受访者在扩展版中对自己的性取向表示怀疑或不确定。因此，有些人避免回答较短的问题，可能不仅是因为他们觉得这些选项不能代表他们的身份，还因为他们一开始就不确定自己的身份。
| 性身份 | 整体(N = 612) | 性 | 比赛 | |||||||||||
| 男性(n = 155) | 女(n = 457) | 非白人(n = 339) | 白人，非西班牙裔(n=264) | |||||||||||
| n (%) | 95%可信区间 | n (%) | 95%可信区间 | n (%) | 95%可信区间 | n (%) | 95%可信区间 | n (%) | 95%可信区间 | |||||
| 条件1:你认为自己是: | ||||||||||||||
| 异性恋还是异性恋 | 426 (69.6) | 66至73 | 125 (80.6) | 74至87 | 301 (65.9) | 62至70岁 | 254 (74.9) | 70至80岁 | 165 (62.5) | 57至68 | ||||
| 同性恋或女同性恋 | 43 (7.0) | 5点到9点 | 13 (8.4) | 4至13 | 30 (6.6) | 4点至9点 | 17 (5.0) | 3至7点 | 26日(9.8) | 6至13 | ||||
| 双性恋 | 134 (21.9) | 19至25岁 | 13 (8.4) | 4至13 | 121 (26.5) | 22至31岁 | 63 (18.6) | 14至23岁 | 70 (26.5) | 21至32岁 | ||||
| 酷儿 | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | ||||
| 无性 | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | ||||
| 泛性的 | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | ||||
| 怀疑/不确定 | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | ||||
| 其他(指定) | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | N/A | ||||
| 失踪 | 9 (1.5) | 0.5至2 | 4 (2.6) | 0.1至5 | 5 (1.1) | 0.1至2 | 5 (1.5) | 0.2 ~ 3 | 3 (1.1) | 0至2 | ||||
一个由于四舍五入的关系，百分比不能加到100;由于数据缺失，种族类别不会加入到总总数中。
bN/A:不适用。
| 性身份 | 整体(N = 642) | 性 | 比赛 | |||||||||||||||||||||
| 男性(n = 175) | 女(n = 467) | 非白人(n = 359) | 白人，非西班牙裔(n=277) | |||||||||||||||||||||
| n (%) | 95%可信区间 | n (%) | 95%可信区间 | n (%) | 95%可信区间 | n (%) | 95%可信区间 | n (%) | 95%可信区间 | |||||||||||||||
| 条件2:下面是人们经常用来描述他们的性取向或性取向的术语列表。请选择最适合你的术语。 | ||||||||||||||||||||||||
| 异性恋还是异性恋 | 423 (65.9) | 62至70岁 | 133 (76.0) | 70至82岁 | 290 (62.1) | 58至67 | 250 (69.6) | 65至74岁 | 170 (61.4) | 56至67岁 | ||||||||||||||
| 同性恋或女同性恋 | 30 (4.7) | 3至6 | 20 (11.4) | 7至16 | 10 (2.1) | 0.8 ~ 3 | 10 (2.8) | 1至5 | 19日(6.9) | 4至10 | ||||||||||||||
| 双性恋 | 111 (17.3) | 14至20岁 | 15 (8.6) | 4至13 | 96 (20.6) | 17至24岁 | 51 (14.2) | 11至18岁 | 59 (21.3) | 16至26岁 | ||||||||||||||
| 酷儿 | 20 (3.1) | 2至4 | 1 (0.6) | 0至2 | 19日(4.1) | 2至6 | 9 (2.5) | 0.8 ~ 4 | 11 (4.0) | 2至6 | ||||||||||||||
| 无性 | 5 (0.8) | 0.1至2 | 1 (0.6) | 0至2 | 4 (0.9) | 0.04至2 | 3 (0.8) | 0至2 | 2 (0.7) | 0至2 | ||||||||||||||
| 泛性的 | 15 (2.3) | 1到3 | 3 (1.7) | 0 ~ 4 | 12 (2.6) | 1至4 | 10 (2.8) | 1至5 | 5 (1.8) | 0.2 ~ 3 | ||||||||||||||
| 怀疑/不确定 | 32 (5.0) | 3至7点 | 1 (0.6) | 0至2 | 31 (6.6) | 4点至9点 | 22日(6.1) | 4点至9点 | 9 (3.2) | 1至5 | ||||||||||||||
| 其他(指定) | 5 (0.8) | 0.1至2 | 0 (0) | 0对0 | 5 (1.1) | 0.2至2 | 3 (0.8) | 0至2 | 2 (0.7) | 0至2 | ||||||||||||||
| 失踪 | 1 (0.2) | 0至0.5 | 1 (0.6) | 0至2 | 0 (0) | 0对0 | 1 (0.3) | 0 ~ 0.9 | 0 (0) | 0对0 | ||||||||||||||
一个由于四舍五入的关系，百分比不能加到100;由于数据缺失，种族类别不会加入到总总数中。
问题表现的另一个指标是参与者对他们收到的问题做出回应的意愿。如上所述，如果一些受访者认为短版本的问题不能很好地代表他们的实际性别身份，或者如果他们不确定自己的身份，那么我们应该会看到比长版本、更完整的问题更倾向于不回答。为了验证这一假设，我们估计了一个逻辑回归，其中项目无反应在一个虚拟处理变量上回归。事实上，与回答较长版本问题的受访者相比，回答较短版本的受访者完全跳过问题的几率要大得多(优势比9.57,95% CI 1.21-75.74;P= 03)。此外，这对调查设计有重要的影响:如果调查问题被用作筛选器，并基于性别认同测量分支到其他项目，那么项目不回应的影响程度将会增加。
讨论
综合考虑，响应分布的比较(和)，以及对受访者回答问题意愿的分析，让人怀疑用更短的、分为三个类别的方法来衡量性别认同的适当性。较长的项目呈现了对受访者身份的更丰富的描述，并诱导出明显较低的项目不回应的几率。此外，如果有限、更短的调查问题让受访者感到被排斥，可能会导致进一步污名化或边缘化那些不规范性别身份的人[]。鉴于性少数群体更有可能经历负面的健康结果，并报告一些风险行为的更高水平，这些发现值得那些旨在研究此类结果并准确描述其在美国各群体中的患病率的人关注[]。鉴于性少数群体在健康状况方面并非同质群体，这一点尤其如此[]。
这项研究有局限性。考虑到受访者是随机选择问题版本，本研究的内部效度较高。然而，这个样本只包括18到21岁之间的年轻人。进一步的研究应该探索接受一个问题版本对另一个问题版本的影响是否因受访者年龄而异。此外，我们的实验受访者一年中至少有四个月住在新泽西州。如果对揭示一个人的性别身份信息的舒适度在不同地区有所不同，那么如果这个实验在全国其他地区进行，那么这里所呈现的治疗效果的大小也可能有所不同。
总之，这里提出的证据支持在流行病学研究中使用更长的、更详细的方法来测量性别认同。考虑到与较短的问题相比，受访者不太可能跳过这个问题，这项测量可能会让研究人员对性少数群体的健康行为和结果做出更准确的估计。此外，在调查问题中考虑性别认同的流动性，将有助于改善性少数群体在调查研究中的包容性和代表性[]。
致谢
这里报道的研究部分得到了美国国家癌症研究所(NCI)和美国食品和药物管理局(FDA)烟草产品中心(CTP)的支持，U54CA229973和新泽西州卫生部(NJDOH)的合同。内容完全是作者的责任，并不一定代表NCI、FDA或新泽西卫生部的官方观点。
利益冲突
没有宣布。
样本人口。
DOCX文件，32kb参考文献
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缩写
| 食品药品监督管理局:食品和药物管理局 |
| NCI:国家癌症研究所 |
| NJ:速度政策与沟通评估:新泽西州 |
Y Khader编辑;提交21.07.21;同行评议:P Serrano, YL Cheong;对作者16.08.21的评论;订正版本收到18.08.21;接受19.08.21;发表13.12.21
版权©William J Young, Michelle T Bover Manderski, Ollie Ganz, christine D Delnevo, Mary Hrywna。原载于JMIR公共卫生与监测(https://publichealth.www.mybigtv.com)， 2021年12月13日。
这是一篇根据创作共用署名许可协议(https://creativecommons.org/licenses/by/4.0/)发布的开放获取文章，允许在任何媒介上不受限制地使用、分发和复制，前提是正确引用了首次发表在JMIR公共卫生和监测上的原创作品。必须包括完整的书目信息，https://publichealth.www.mybigtv.com上的原始出版物的链接，以及此版权和许可信息。