兒童健康認(rèn)知問(wèn)卷的編制

耿興敏，葛雪珍，楊 劍，孫文樹，高 鋒

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·論著·

·方法學(xué)研究·

兒童健康認(rèn)知問(wèn)卷的編制

耿興敏，葛雪珍，楊 劍，孫文樹，高 鋒

目的探索綜合測(cè)量?jī)和】嫡J(rèn)知狀況的工具，編制兒童健康認(rèn)知問(wèn)卷，并檢驗(yàn)其信效度。方法以世界衛(wèi)生組織(WHO)界定健康理論為依據(jù)，2013年9—11月，采用開放式訪談(n=13)方法收集題項(xiàng)資料，選取320例兒童進(jìn)行預(yù)測(cè)；通過(guò)項(xiàng)目分析(臨界比法、題總相關(guān)法、共同性和因素負(fù)荷量)、探索性因子分析(主成分分析法、極大方差正交旋轉(zhuǎn)法和事先決定準(zhǔn)則法)和信度分析篩選后得到正式問(wèn)卷，對(duì)上海市10所小學(xué)1 336例兒童施測(cè)以進(jìn)行問(wèn)卷的驗(yàn)證性因子分析。正式調(diào)查結(jié)束后1個(gè)月，運(yùn)用正式問(wèn)卷對(duì)參與調(diào)查的140例兒童重新調(diào)查，檢驗(yàn)問(wèn)卷的穩(wěn)定性。結(jié)果開放式訪談共建立兒童健康認(rèn)知問(wèn)卷備選條目庫(kù)60條，通過(guò)項(xiàng)目分析剩余46個(gè)條目進(jìn)行探索性因子分析，適合度檢驗(yàn)KMO值為0.740，Bartlett′s球形檢驗(yàn)結(jié)果顯著(χ2=3 574.707，P<0.001)，說(shuō)明適合進(jìn)行探索性因子分析。探索性因子分析結(jié)果顯示，最后保留21個(gè)題項(xiàng)，3個(gè)維度，分別為身體健康認(rèn)知、心理健康認(rèn)知和社會(huì)適應(yīng)健康認(rèn)知，因子載荷數(shù)為0.402～0.763，可解釋兒童健康認(rèn)知分?jǐn)?shù)方差變異的58.47%。信度檢驗(yàn)：?jiǎn)柧砜倵l目Cronbach′s α系數(shù)為0.806，身體健康認(rèn)知、心理健康認(rèn)知、社會(huì)適應(yīng)健康認(rèn)知Cronbach′s α系數(shù)分別為0.829、0.778、0.734。效度檢驗(yàn)：該問(wèn)卷效度檢驗(yàn)三因素模型中χ2/df=1.39，擬合優(yōu)度指數(shù)(GFI)=0.92，調(diào)整的擬合優(yōu)度指數(shù)(AGFI)=0.90、比較擬合指數(shù)(CFI)=0.93、遞增擬合指數(shù)(IFI)=0.93、Tucker-lewis指數(shù)(TLI)=0.92，均>0.90；且簡(jiǎn)效擬合優(yōu)度指數(shù)(PGFI)、簡(jiǎn)約規(guī)范擬合指數(shù)(PNFI)分別為0.74、0.70，高于0.50的標(biāo)準(zhǔn)，近似誤差平方根(RMSEA)為0.04，問(wèn)卷模型與數(shù)據(jù)的整體擬合效果較好。問(wèn)卷再測(cè)信度：?jiǎn)柧砜倵l目得分的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.78，身體健康認(rèn)知、心理健康認(rèn)知、社會(huì)適應(yīng)健康認(rèn)知得分的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.72、0.65、0.74。結(jié)論編制的兒童健康認(rèn)知問(wèn)卷具有良好的信效度，可用于測(cè)量?jī)和】嫡J(rèn)知水平。但對(duì)低齡、經(jīng)濟(jì)或教育欠發(fā)達(dá)地區(qū)是否適用，仍需要后續(xù)研究驗(yàn)證。

健康狀況；兒童；信度；效度

耿興敏，葛雪珍，楊劍，等.兒童健康認(rèn)知問(wèn)卷的編制[J].中國(guó)全科醫(yī)學(xué)，2016，19(21)：2601-2606.

[www.chinagp.net]

GENG X M，GE X Z，YANG J，et al.Development of a children′s health cognition questionnaire[J].Chinese General Practice，2016，19(21)：2601-2606.

對(duì)健康的認(rèn)識(shí)和把握是人類亙古不變的追求。《世界衛(wèi)生組織法》中將人的生理、心理和社會(huì)功能完好定義為健康，不僅是傳統(tǒng)觀念中身體無(wú)疾病或虛弱的狀況，而是涵蓋了生理、心理和社會(huì)適應(yīng)，多元而廣泛的健康內(nèi)涵[1]。目前關(guān)于兒童健康構(gòu)成要素測(cè)評(píng)的研究比較豐富，涵蓋了關(guān)于兒童生理健康[2-3]、心理健康[4]的直接測(cè)評(píng)工具以及與兒童關(guān)系密切者的間接測(cè)量工具《兒童健康問(wèn)卷家長(zhǎng)報(bào)告(CHQ-PF50)》[5],但諸如此類的研究成果始終不能滿足家長(zhǎng)、教育者以及研究者對(duì)中國(guó)兒童健康全面了解的需要。因此，本研究以世界衛(wèi)生組織(WHO)的健康定義為框架，編制兒童認(rèn)知健康相關(guān)情況的問(wèn)卷，探索適用于我國(guó)兒童健康認(rèn)知的綜合測(cè)評(píng)工具，為了解兒童身心健康，干預(yù)影響兒童的健康疾病提供理論依據(jù)。

本文要點(diǎn)：

以世界衛(wèi)生組織(WHO)界定健康理論為依據(jù)，通過(guò)項(xiàng)目分析、探索性因子分析和信度分析形成科學(xué)的兒童健康認(rèn)知問(wèn)卷。問(wèn)卷包含身體健康認(rèn)知、心理健康認(rèn)知和社會(huì)適應(yīng)健康認(rèn)知3個(gè)維度21個(gè)題項(xiàng)，能解釋總方差的58.47%，問(wèn)卷Cronbach′s α系數(shù)為0.806、各維度信度系數(shù)都在0.734以上，結(jié)構(gòu)效度合理，模型擬合較好。

1　對(duì)象與方法

1.1研究對(duì)象

1.1.1開放式訪談2013年9—11月，在華東師范大學(xué)倫理委員會(huì)批準(zhǔn)和兒童及其家長(zhǎng)均知情同意的情況下，從上海市某大學(xué)附屬小學(xué)的學(xué)號(hào)中由電腦隨機(jī)抽取20例學(xué)生作為訪談對(duì)象，最終有13例兒童及其家長(zhǎng)成功參與健康認(rèn)知情況面對(duì)面訪談，其中男6例，女7例；年齡9～13歲，平均年齡(11±2)歲；三年級(jí)1例，四年級(jí)4例，五年級(jí)6例，六年級(jí)2例。

1.1.2預(yù)測(cè)階段以方便抽樣為原則，分別從上海市4所小學(xué)四、五年級(jí)中各選取1個(gè)班發(fā)放40份初試問(wèn)卷，共320份，從回收問(wèn)卷中篩選出有效問(wèn)卷298份，其中男125例，女173例；年齡10～13歲，平均年齡(12±1)歲。

1.1.3正式調(diào)查階段以方便抽樣為原則，分別從上海市10所小學(xué)四、五年級(jí)中各選取2個(gè)班的學(xué)生參與調(diào)查，計(jì)劃每班選取35例，每個(gè)學(xué)校選取140例，實(shí)際共發(fā)放1 336份正式問(wèn)卷，回收有效問(wèn)卷1 260份，其中男479例，女781例；年齡9～14歲，平均年齡(12±2)歲。

1.1.4再測(cè)階段1個(gè)月后，從完成正式調(diào)查有效問(wèn)卷的小學(xué)中隨機(jī)抽取1所小學(xué)，對(duì)參加正式調(diào)查的兩個(gè)年級(jí)的140例學(xué)生再次施測(cè)。回收有效問(wèn)卷121份，其中男44例，女77例；年齡9～13歲，平均年齡(12±1)歲。

1.2問(wèn)卷編制以問(wèn)卷編制的基本流程[6]為參考，從以下步驟開展問(wèn)卷編制準(zhǔn)備工作。

1.2.1開放式訪談采用半開放和開放式訪談提綱，收集兒童認(rèn)知范圍內(nèi)的與健康有關(guān)的主題和類別，主要包括受訪者的基本情況，對(duì)身體、心理、道德、生活、行為、社會(huì)等方面的健康進(jìn)行判斷和詞、句描述，以及個(gè)體對(duì)健康的界定。關(guān)于健康的理解和描述主要包括身體的形態(tài)、結(jié)構(gòu)和功能，衛(wèi)生保健、情緒、安全和營(yíng)養(yǎng)等方面，結(jié)果顯示，生理和生活行為相關(guān)的詞匯、詞組出現(xiàn)頻率排序靠前，關(guān)于心理的認(rèn)識(shí)和看法了解相對(duì)匱乏，情緒和人際關(guān)系等方面信息略有涉及，再依照研究設(shè)計(jì)的理論建構(gòu)，結(jié)合WHO給出的健康定義，參考兒童健康問(wèn)卷(CHQ)[7]、SF-36健康調(diào)查量表中文版[8]以及青少年對(duì)健康認(rèn)知[9]的相關(guān)研究的內(nèi)容條目，建立了兒童健康認(rèn)知問(wèn)卷備選條目庫(kù)(60條)。

1.2.2預(yù)測(cè)調(diào)查以WHO公布的健康理論為依據(jù)，訪談結(jié)果為參考，問(wèn)卷備選條目庫(kù)為基礎(chǔ)，由心理學(xué)專家進(jìn)行內(nèi)容效度評(píng)定、修改后，留下與兒童健康要素相關(guān)語(yǔ)義表達(dá)基本準(zhǔn)確的51個(gè)條目作為兒童健康認(rèn)知預(yù)試問(wèn)卷，采用“很不同意”到“很同意”的Likert 5級(jí)記分：分別為1～5分。并選取320例兒童作為受訪者進(jìn)行集體現(xiàn)場(chǎng)預(yù)調(diào)查。

1.2.3正式調(diào)查收集整理預(yù)調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行項(xiàng)目分析和探索性因子分析進(jìn)而篩選條目，以校正項(xiàng)目總相關(guān)(corrected item-total correlation，CITC)為原則刪除載荷較低的條目，剩余條目經(jīng)過(guò)探索性因子分析和信度檢驗(yàn)，最終形成3個(gè)維度21個(gè)條目的正式問(wèn)卷，包括身體健康認(rèn)知(5題：認(rèn)為自己的體質(zhì)量很標(biāo)準(zhǔn)；對(duì)自己的身材很滿意；我的腰很粗；為了減重，會(huì)故意吃少或不吃；我認(rèn)為體形越瘦越好)、心理健康認(rèn)知(8題：上課應(yīng)該大膽發(fā)言；不允許做的事情就不能做；作業(yè)應(yīng)反復(fù)檢查，以防出錯(cuò)；交朋友應(yīng)該是一件開心的事情；做事情需要注意力集中；自己能夠清洗身體，如：洗澡；同學(xué)的看法和評(píng)價(jià)很重要；路上遇見熟人主動(dòng)問(wèn)好)和社會(huì)適應(yīng)健康認(rèn)知〔8題：沒生病就不用體檢；快餐(肯德基、街邊食品等)營(yíng)養(yǎng)又美味；打游戲是最有意義的活動(dòng)；經(jīng)常做夢(mèng)的人精神好；蒙頭睡覺很安全；睡前不需要刷牙；公交車緩緩駛?cè)胲囌緯r(shí)，應(yīng)該盡力往前沖；觀看體育活動(dòng)時(shí)越靠前越好〕，并對(duì)1 336例兒童進(jìn)行調(diào)查，現(xiàn)場(chǎng)集體施測(cè)并回收、整理數(shù)據(jù)，采用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，確立結(jié)構(gòu)維度。

1.2.4再測(cè)調(diào)查正式調(diào)查結(jié)束后1個(gè)月，運(yùn)用正式問(wèn)卷對(duì)參與調(diào)查的140例兒童重新調(diào)查，以觀察兩次測(cè)驗(yàn)分?jǐn)?shù)的相關(guān)系數(shù)，檢驗(yàn)問(wèn)卷的穩(wěn)定性。

1.3統(tǒng)計(jì)學(xué)方法采用SPSS 18.0軟件進(jìn)行描述性分析、項(xiàng)目分析、探索性因子分析(n=298)、同質(zhì)性信度檢驗(yàn)(n=298)和再測(cè)信度檢驗(yàn)(n=121)；采用AMOS 7.0軟件進(jìn)行問(wèn)卷的驗(yàn)證性因子分析(n=1 260)，通過(guò)結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)問(wèn)卷建構(gòu)效度。以P<0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2　結(jié)果

2.1問(wèn)卷評(píng)分正式調(diào)查時(shí)，兒童問(wèn)卷總分為21～102分，平均得分為(80.6±21.4)分；身體健康認(rèn)知平均得分為(3.7±1.3)分，心理健康認(rèn)知平均得分為(4.3±0.9)分，社會(huì)適應(yīng)健康認(rèn)知平均得分為(4.0±1.0)分。

2.2項(xiàng)目分析和探索性因子分析通過(guò)多種方法實(shí)現(xiàn)兒童健康預(yù)測(cè)問(wèn)卷的項(xiàng)目分析：(1)臨界比法：計(jì)算總分后按照高、低排序，以上下27%分組，刪除t檢驗(yàn)結(jié)果差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P≥0.05)的題項(xiàng)；(2)題總相關(guān)法：刪除各條目與總分間相關(guān)系數(shù)<0.40的條目；(3)共同性和因素負(fù)荷量：將因子個(gè)數(shù)設(shè)為1進(jìn)行主成分因子分析，合計(jì)各條目在共同因素上的負(fù)荷量進(jìn)行考察。根據(jù)項(xiàng)目分析結(jié)果，刪除不符合條件的條目a6、a10、b1、b19、c6，保留其余46個(gè)條目進(jìn)行探索性因子分析。取樣適合度檢驗(yàn)KMO值為0.740，Bartlett′s球形檢驗(yàn)結(jié)果顯著(χ2=3 574.707，P<0.001)，說(shuō)明適合進(jìn)行探索性因子分析，則可以保留下彼此相關(guān)性更強(qiáng)的變量，使條目更加精簡(jiǎn)。采用主成分分析法(PCA)、極大方差正交旋轉(zhuǎn)法和事先決定準(zhǔn)則法進(jìn)行因子分析，根據(jù)國(guó)際上對(duì)健康要素構(gòu)念的明確理論定義，限定抽取3個(gè)固定因子且最小系數(shù)限定為0.400。第一次轉(zhuǎn)軸后成分矩陣中，首先刪除負(fù)值因素負(fù)荷量a9，進(jìn)行第二次因子分析；刪除從預(yù)設(shè)維度進(jìn)入明顯與之無(wú)關(guān)維度的條目：a12、a13、a16、b20、c2、c16，進(jìn)行第三次因子分析，刪除負(fù)荷量低于0.400的18個(gè)條目；最后保留21個(gè)題項(xiàng)，因子載荷數(shù)為0.402～0.763，可解釋兒童健康認(rèn)知分?jǐn)?shù)方差變異的58.47%，處于尚可接受的范圍(見表1)。根據(jù)各因子結(jié)構(gòu)特點(diǎn)和條目?jī)?nèi)容確定因素1為“身體健康認(rèn)知”，因素2為“心理健康認(rèn)知”，因素3為“社會(huì)適應(yīng)健康認(rèn)知”。

表1兒童健康認(rèn)知問(wèn)卷探索性因子分析結(jié)果

Table 1Results of exploratory factor analysis of the children′s health cognition questionnaire

題項(xiàng)正交轉(zhuǎn)軸后因素負(fù)荷量F1 F2 F3a10.751--a20.763--a40.698--a70.553--a80.409--b4-0.632-b6-0.495-b7-0.716-b8-0.729-b11-0.594-b12-0.655-b15-0.402-b18-0.403-c1--0.465c4--0.641c5--0.659c7--0.512c8--0.609c9--0.559c11--0.650c13--0.553

注：-表示因子載荷數(shù)<0.400

2.3信度檢驗(yàn)問(wèn)卷同質(zhì)性信度：?jiǎn)柧砜倵l目Cronbach′s α系數(shù)為0.806，身體健康認(rèn)知、心理健康認(rèn)知、社會(huì)適應(yīng)健康認(rèn)知Cronbach′s α系數(shù)分別為0.829、0.778、0.734，表明各個(gè)維度內(nèi)部一致性好，問(wèn)卷信度比較理想。

2.4效度檢驗(yàn)采用極大似然法對(duì)兒童健康認(rèn)知問(wèn)卷進(jìn)行因素結(jié)構(gòu)的驗(yàn)證性分析發(fā)現(xiàn)：各項(xiàng)載荷數(shù)處于0.30～0.83(見圖1)，滿足測(cè)量學(xué)要求[10]，且問(wèn)卷三因素模型中χ2/df=1.39，擬合優(yōu)度指數(shù)(GFI)=0.92，調(diào)整的擬合優(yōu)度指數(shù)(AGFI)=0.90、比較擬合指數(shù)(CFI)=0.93、遞增擬合指數(shù)(IFI)=0.93、Tucker-lewis指數(shù)(TLI)=0.92，均>0.90；且簡(jiǎn)效擬合優(yōu)度指數(shù)(PGFI)、簡(jiǎn)約規(guī)范擬合指數(shù)(PNFI)分別為0.74、0.70，高于0.50的標(biāo)準(zhǔn)，近似誤差平方根(RMSEA)為0.04，以各項(xiàng)指標(biāo)判斷準(zhǔn)則為標(biāo)準(zhǔn)可知，問(wèn)卷模型與數(shù)據(jù)的整體擬合效果較好。

2.5問(wèn)卷再測(cè)信度問(wèn)卷總條目得分的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.78，身體健康認(rèn)知、心理健康認(rèn)知、社會(huì)適應(yīng)健康認(rèn)知得分的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.72、0.65、0.74。

圖1兒童健康認(rèn)知問(wèn)卷的結(jié)構(gòu)模型圖

Figure 1Structure model diagram of the children′s health cognition questionnaire

3　討論

兒童健康認(rèn)知多維化。首先，是健康相關(guān)概念、內(nèi)涵的認(rèn)知，學(xué)齡兒童對(duì)健康有關(guān)的知識(shí)了解并不多，且認(rèn)知程度低[11]。其次，是對(duì)生理健康的認(rèn)知，已有研究成果中有關(guān)四肢、口腔、生殖、睡眠等生理方面健康認(rèn)知的成果較多，然而兒童認(rèn)識(shí)的信息量并不多，程度也不高[12-13]。接著，是對(duì)心理健康的認(rèn)知，兒童6歲時(shí)才能經(jīng)歷整個(gè)認(rèn)知體系的架構(gòu)[14]，即便如此，其對(duì)心理的認(rèn)知還是不如衛(wèi)生、營(yíng)養(yǎng)、保健和運(yùn)動(dòng)等方面的認(rèn)知程度[15]。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)兒童心理健康認(rèn)知進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)兒童對(duì)心理健康的見解及常見心理障礙方面的認(rèn)識(shí)仍然存在缺陷[16]。再次，是對(duì)社會(huì)的認(rèn)知，兒童具有社會(huì)認(rèn)知的能力，是對(duì)周身社會(huì)事物進(jìn)行概念加工和推理的過(guò)程，觀點(diǎn)采擇能力(理解他人、換位思考、控制自我并解決問(wèn)題的能力)是兒童社會(huì)認(rèn)知的核心，高觀點(diǎn)采擇能力表現(xiàn)為幫助和合作等親社會(huì)行為，且反社會(huì)行為極少出現(xiàn)，因此，發(fā)展這種能力有利于提高社會(huì)認(rèn)知水平[17]，并且受到家庭因素、學(xué)校因素、歧視與欺負(fù)的交互影響[18]。最后，是對(duì)疾病和死亡的認(rèn)知，這是很多人主動(dòng)認(rèn)知、關(guān)注并重視健康的根源所在[19]，這種情緒表達(dá)能夠喚起自身的心理應(yīng)對(duì)反應(yīng)，兒童認(rèn)識(shí)疾病發(fā)生的多因性與年齡呈正相關(guān)，其水平也會(huì)因?yàn)榻】到逃岣遊10，20]，但是存在特殊兒童及其家長(zhǎng)對(duì)疾病預(yù)防知識(shí)匱乏[21]的客觀現(xiàn)實(shí)。本研究通過(guò)對(duì)兒童健康認(rèn)知多方面的信息梳理和總結(jié)，結(jié)合訪談和問(wèn)卷調(diào)查結(jié)果的處理，編制兒童健康認(rèn)知問(wèn)卷，確定了兒童健康認(rèn)知問(wèn)卷的三大維度：一是身體健康認(rèn)知，是個(gè)體能夠認(rèn)知并了解軀體健康，合理識(shí)別組織器官結(jié)構(gòu)和功能；二是心理健康認(rèn)知，是個(gè)體能夠正確認(rèn)識(shí)自己的心理特征和心理狀態(tài)，生活目標(biāo)明確，有自控力和自我調(diào)節(jié)能力；三是社會(huì)適應(yīng)健康認(rèn)知，是個(gè)體能夠正確、清晰地認(rèn)知社會(huì)現(xiàn)狀，能夠保持與社會(huì)的良好接觸且能適應(yīng)社會(huì)環(huán)境的復(fù)雜變化。這與初期訪談時(shí)兒童對(duì)健康的認(rèn)識(shí)中涉及的身體狀況、情緒狀況以及與他人相處中表現(xiàn)的言行狀況相關(guān)詞頻趨同，說(shuō)明傳統(tǒng)的健康要素已經(jīng)從單純的軀體健康轉(zhuǎn)變?yōu)樯?、心健康，甚至關(guān)注到了社會(huì)適應(yīng)的狀況[22]。問(wèn)卷可以解釋方差總變異的58.47%，一定程度上支持了WHO對(duì)于健康要素的新界定。

問(wèn)卷信效度科學(xué)化。本研究通過(guò)結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，結(jié)果表明：兒童健康認(rèn)知問(wèn)卷的結(jié)構(gòu)效度良好，各擬合指標(biāo)均達(dá)到了心理測(cè)量學(xué)的標(biāo)準(zhǔn)。從穩(wěn)定的結(jié)構(gòu)模型可知，兒童的健康認(rèn)知系統(tǒng)在現(xiàn)代教育的作用下更加科學(xué)、穩(wěn)定，但是值得注意的是，各維度的平均得分中，兒童對(duì)自我生理層面的認(rèn)識(shí)還略有偏差，這可能受到了目前社會(huì)流行審美的影響，因此，兒童的認(rèn)知水平不僅受到學(xué)校教育的熏陶，還受到政府、家庭、社會(huì)等健康觀等多方面因素的影響[23-24]，這直接關(guān)系到了其對(duì)健康的理解，也會(huì)間接影響其健康行為。除了身體健康認(rèn)知維度同質(zhì)性信度系數(shù)僅為0.734以外，其余維度信度系數(shù)均高于0.770，與中文版兒童感知問(wèn)卷[25]檢驗(yàn)的信度系數(shù)0.68和一般健康問(wèn)卷(GHQ-28)[26]的信度系數(shù)0.67相比，信度系數(shù)更高，表明問(wèn)卷內(nèi)部一致性較好，穩(wěn)定性較強(qiáng)，可能的原因在于感知問(wèn)卷的條目相對(duì)較多，涉及的內(nèi)容更加專業(yè)和細(xì)化，兒童對(duì)其的把握程度相對(duì)較弱，而GHQ-28應(yīng)用于一般人群，研究卻局限于未接觸社會(huì)的大學(xué)生，填寫的依從性便有所降低。結(jié)合身體健康認(rèn)知維度的5個(gè)題項(xiàng)數(shù)發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于其他維度題項(xiàng)數(shù)偏少，且身體的結(jié)構(gòu)和功能繁多，而兒童對(duì)身體健康的認(rèn)知最直接，不同兒童對(duì)身體的關(guān)注點(diǎn)不一樣，所賦予的意義則迥異。因此，這一維度的信度系數(shù)稍低。再測(cè)信度中，心理健康認(rèn)知維度得分相關(guān)系數(shù)偏低，可見兒童的心理認(rèn)知穩(wěn)定性不強(qiáng)，受到環(huán)境或者突發(fā)事件影響較大[27-30]，主觀性更強(qiáng)，相對(duì)而言，身體健康認(rèn)知和社會(huì)適應(yīng)健康認(rèn)知的穩(wěn)定性較好。這與2周后進(jìn)行的中文版兒童感知問(wèn)卷[25]的再測(cè)信度比較一致，主要原因在于，受訪者發(fā)育水平比較接近，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行的認(rèn)知水平測(cè)試，雖然重測(cè)時(shí)間有2周差異，但是兒童認(rèn)識(shí)世界的能力和水平提高速度相對(duì)成年人要慢。因此，該問(wèn)卷具有合理的信度和效度。

綜上所述，兒童健康認(rèn)知問(wèn)卷具有較好的信效度，可用于學(xué)齡兒童健康認(rèn)識(shí)水平的測(cè)試，全面監(jiān)測(cè)兒童健康，為干預(yù)非健康兒童的認(rèn)知和行為提供理論依據(jù)和實(shí)踐工具。但本研究仍存在一定局限性：首先，問(wèn)卷的各維度題項(xiàng)數(shù)不均衡，適當(dāng)增加身體健康認(rèn)知維度的題項(xiàng)，可以改善問(wèn)卷的信效度；其次，相對(duì)于以往的某些疾病測(cè)評(píng)和健康的單一要素測(cè)評(píng)工具而言，其是兒童對(duì)自己健康狀況的主觀且綜合性的評(píng)定，從涵蓋的廣度而言具有較強(qiáng)的代表性，但是對(duì)于特殊人群和健康要素的認(rèn)知水平鑒別并不能獲得理想的效果；最后，受訪者年齡多處于9～12歲，無(wú)法反映更低年齡兒童對(duì)健康認(rèn)知的情況，調(diào)查也主要集中在發(fā)達(dá)城市，兒童受教育的程度相對(duì)較高，認(rèn)知能力和健康意識(shí)也相對(duì)較強(qiáng)[31]，在經(jīng)濟(jì)、教育欠發(fā)達(dá)地區(qū)是否依然呈現(xiàn)出這樣的問(wèn)卷結(jié)構(gòu)和信效度，是后續(xù)研究需要驗(yàn)證的問(wèn)題。

作者貢獻(xiàn)：耿興敏撰寫論文、成文并對(duì)文章負(fù)責(zé)；葛雪珍、高鋒進(jìn)行試驗(yàn)設(shè)計(jì)與實(shí)施并收集資料；孫文樹進(jìn)行資料收集與整理；楊劍進(jìn)行質(zhì)量控制及審校。

本文無(wú)利益沖突。

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(本文編輯：賈萌萌)

Development of A Children′s Health Cognition Questionnaire

GENGXing-min，GEXue-zhen，YANGJian，etal.

AnhuiScienceandTechnologyUniversity，Bengbu233100，China

ObjectiveTo investigate a tool for comprehensive assessment of children′s health cognition，compile a children′s health cognition questionnaire，and conduct tests on its reliability and validity.MethodsBased on the health theory defined by WHO，we collected item data by open-ended interviews(n=13)from September to November in 2013.We selected 320 children to undertake prediction and completed the formal questionnaire by item analysis(critical ratio method，subject total correlation method，intercommunity and factor loading)，exploratory factor analysis(principal component analysis，varimax rotation method，predetermined criterion)and selection by reliability analysis.Questionnaire survey was conducted on 1 336 children in 10 primary schools of Shanghai to undertake confirmatory factor analysis.After formal investigation for one month，the formal questionnaire was used to conduct survey on 140 children again to test the stability of the questionnaire.ResultsBy open-ended interviews，60 alternative items of children′s health cognition questionnaire were established.Exploratory factor analysis was conducted on the rest 46 items by item analysis.TheKMOvalue of the test of goodness of fit was 0.740，and Bartlett′s sphericity test result was significant(χ2=3 574.707，P<0.001)；the results showed that these items were suitable for exploratory factor analysis.The exploratory factor analysis showed that 21 items and 3 dimensions were retained，and the 3 dimensions were physical health recognition，mental health cognition，and social adaptability health cognition.The number of factor loading was 0.402-0.763，which could explain the 58.47% of variance variation of children′s health cognition score.In the test of reliability，the Cronbach′s α coefficient of all the items of the questionnaire was 0.806，and the Cronbach′s α coefficients of physical health cognition，mental health cognition，and social adaptability health cognition were 0.829，0.778 and 0.734 respectively.In validity test，the models of χ2/df=1.39，GFI=0.92，AGFI=0.90，CFI=0.93，IFI=0.93，TLI=0.92 were all >0.90，andPGFIandPNFIwere 0.74 and 0.70 respectively，higher than the standard of 0.50，andRMSEAwas 0.04.The overall fitting effect of the questionnaire model and data was good.For the test-retest reliability of the questionnaire，the Pearson correlation of all the items of the questionnaire was 0.78，and the correlation coefficients of physical health cognition，mental health cognition and social adaptability health cognition were 0.72，0.65 and 0.74 respectively.ConclusionThe children′s health cognition questionnaire has good reliability and validity，and it can be used to evaluate children′s health cognition level，while further research and verification are needed to determine if it is fit for young children and regions with underdeveloped economy or education.

Health status；Child；Reliability；Validity

上海市2012年教育科學(xué)研究重點(diǎn)項(xiàng)目暨上海市哲學(xué)社會(huì)科學(xué)教育學(xué)項(xiàng)目(A1224)；安徽科技學(xué)院2014年度高層次人才科研啟動(dòng)項(xiàng)目(SRC2014409)

233100安徽省蚌埠市，安徽科技學(xué)院(耿興敏，高鋒)；贛南醫(yī)學(xué)院(葛雪珍)；華東師范大學(xué)體育與健康學(xué)院(楊劍，孫文樹)

耿興敏，233100安徽省蚌埠市，安徽科技學(xué)院；E-mail：gengxingmin_minmin@126.com

R 195.1

A

A10.3969/j.issn.1007-9572.2016.21.022

2015-11-18；

2016-02-26)