家長養(yǎng)育健康素養(yǎng)現(xiàn)況

校欣瑋 顧榮芳

摘? ?要： 家長養(yǎng)育健康素養(yǎng)既關(guān)乎家長的育兒信心，也關(guān)乎幼兒的健康成長，甚至關(guān)系到國家的可持續(xù)發(fā)展。以N市幼兒家長為研究對象的養(yǎng)育健康素養(yǎng)調(diào)查結(jié)果顯示：家長在不同能力和領(lǐng)域維度上的養(yǎng)育健康素養(yǎng)差異顯著；過半數(shù)家長尚未具備基本的養(yǎng)育健康素養(yǎng)；高社會經(jīng)濟地位家長和女性家長養(yǎng)育健康素養(yǎng)較高。鑒于此，幼兒家長養(yǎng)育健康素養(yǎng)促進工作應(yīng)關(guān)注指導(dǎo)內(nèi)容的豐富性和系統(tǒng)性，根據(jù)家長養(yǎng)育健康素養(yǎng)所屬類型特征提供針對性指導(dǎo)，重點支持處境不利家長，并且需要家庭、社會攜手營造良好的父育文化。

關(guān)鍵詞： 養(yǎng)育健康素養(yǎng)；幼兒家長；健康促進

一、問題提出

自2000年世界衛(wèi)生組織（WHO）將推廣健康素養(yǎng)（health literacy）作為健康促進戰(zhàn)略的重要組成部分1 以來，“健康素養(yǎng)”愈發(fā)受到臨床醫(yī)療、公共衛(wèi)生、人口發(fā)展、心理科學(xué)、教育學(xué)等領(lǐng)域的廣泛關(guān)注。2019年，我國健康中國行動推進委員會頒布《健康中國行動（2019—2030年）》，明確提出“把提升健康素養(yǎng)作為增進全民健康的前提”，并在具體指標中倡導(dǎo)個體和社會“主動學(xué)習(xí)科學(xué)育兒和兒童早期發(fā)展知識”。2021年，《中國兒童發(fā)展綱要（2021—2030年）》（以下簡稱《新兒綱》）和《健康兒童行動提升計劃（2021—2025年）》相繼將“提高兒童照護人健康素養(yǎng)”納入主要發(fā)展目標，從戰(zhàn)略上肯定了家長健康素養(yǎng)的重要價值。而家長的健康素養(yǎng)與成人一般性健康素養(yǎng)不完全相同，應(yīng)特別關(guān)注促進兒童健康的養(yǎng)育任務(wù)。換言之，家長的健康素養(yǎng)應(yīng)包含家長養(yǎng)育健康素養(yǎng)（Parenting Health Literacy，縮稱PHL）。

但家長在兒童不同年齡段所面臨的健康養(yǎng)育任務(wù)差異較大，其中，3—6歲是一個特殊階段。維持和促進3—6歲兒童身心健康是對家長養(yǎng)育健康知識、態(tài)度和能力的多重考驗，國家和社會及時提供有針對性的引導(dǎo)和支持將有助于家長順利完成這一階段的養(yǎng)育任務(wù)，而有效的支持則依賴于對家長PHL現(xiàn)況的把握。

我國學(xué)者張妍2 和澳大利亞學(xué)者艾爾（Ayre）3 已經(jīng)開展了家長養(yǎng)育健康素養(yǎng)體系的建構(gòu)和評估工作，但僅關(guān)注了身體的發(fā)育和健康，忽視了心理健康維度，且在兒童年齡段方面針對性不強。可見，評估家長PHL的前提是進一步完善家長PHL指標體系。鑒于此，本研究在前期依據(jù)歐洲健康素養(yǎng)研究所的“健康素養(yǎng)綜合概念模型”1 和WHO的“生理—心理—社會健康模型”2，在初步構(gòu)建幼兒家長養(yǎng)育健康素養(yǎng)三維框架的基礎(chǔ)上，利用德爾菲專家咨詢法進一步修訂和完善了幼兒家長養(yǎng)育健康素養(yǎng)指標體系。最終的三維框架包含“生理、心理”兩個健康功能領(lǐng)域，“醫(yī)療服務(wù)、健康促進”兩個健康活動領(lǐng)域，“獲取、理解、應(yīng)用”三個能力層次，形成9個子維度和42項具體指標。9個子維度分別為獲取科學(xué)的幼兒健康信息（S1）、理解幼兒生理健康醫(yī)療服務(wù)信息（S2）、理解幼兒生理健康促進信息（S3）、理解幼兒心理健康醫(yī)療服務(wù)信息（S4）、理解幼兒心理健康促進信息（S5）、應(yīng)用幼兒生理健康醫(yī)療服務(wù)信息（S6）、應(yīng)用幼兒生理健康促進信息（S7）、應(yīng)用幼兒心理健康醫(yī)療服務(wù)信息（S8）、應(yīng)用幼兒心理健康促進信息（S9）。

在該指標體系的基礎(chǔ)上，本研究編制了幼兒家長養(yǎng)育健康素養(yǎng)評估工具，并對N市幼兒家長進行了養(yǎng)育健康素養(yǎng)調(diào)查，從整體水平、類型特征和人口學(xué)差異三個方面呈現(xiàn)家長養(yǎng)育健康素養(yǎng)的現(xiàn)況，為家庭健康養(yǎng)育指導(dǎo)服務(wù)的開展提供依據(jù)。

二、研究方法

1.抽樣

本研究在N市4個轄區(qū)抽取6所幼兒園，共發(fā)放1579份問卷，最終回收問卷1245份，回收率為78.85%。剔除無效樣本，最終保留有效問卷1098份，有效率88.19%。樣本信息見表1。

2.研究工具

（1）問卷基本信息

本研究采用幼兒家長PHL自編問卷進行評估，自編問卷包括標題、前言、主體和結(jié)束語四大部分，主體部分包括PHL調(diào)查題和人口學(xué)背景調(diào)查題。PHL部分包括單選題、多選題和李克特五點式量表題三種題型，計分方法參考了全國居民健康素養(yǎng)監(jiān)測調(diào)查問卷計分法1，并根據(jù)本研究需要做了一定修改，將多選題“所有選項答對60%以上記為回答正確”改為“按照答對的選項在所有選項中占比計分”，且根據(jù)各指標權(quán)重對題項進行加權(quán)后再計算總分。題項計分方法為：單選題答對則計為5分，答錯計為0分；多選題按照答對的選項在所有選項中占比計分，全答對記5分；量表題按照所選程度分別賦值0、1.25、2.5、3.75、5。加總計分方法為：采用優(yōu)序圖法，根據(jù)專家對各指標和維度的重要性評分結(jié)果計算指標和維度權(quán)重，單個題項權(quán)重與所屬指標權(quán)重一致。若一指標對應(yīng)多個題項，則按該指標下題目數(shù)量均分指標權(quán)重后再對題項賦予權(quán)重。子維度總分為題項得分與權(quán)重乘積之和，PHL總分為子維度得分與權(quán)重乘積之和。人口學(xué)調(diào)查部分，7道題項均為單選題，分別調(diào)查了家長身份、年齡、子女?dāng)?shù)、受教育水平、職業(yè)、家庭年收入和戶籍。

（2）信效度檢驗

參考PHL指標體系編制初始問卷后，邀請4位專家審閱并經(jīng)研究者多輪修改，形成預(yù)測問卷，PHL評估部分共48個題項。研究者在H市、Y市、C市、T市各選取1所幼兒園，向幼兒家長發(fā)放電子問卷，最終回收問卷484份。根據(jù)箱型圖剔除極端異常值后，剩余有效問卷462份，有效率95.45%。

經(jīng)項目分析，問卷保留41題，總體Cronbachs α系數(shù)為0.819，各因子Cronbachs α系數(shù)均不小于0.700，證明問卷內(nèi)部一致性程度較高；將問卷奇偶分半后，奇偶分半信度系數(shù)為0.869，證明問卷分半信度較高；總體和各維度的重測信度均不小于0.74，證明問卷重測信度良好。以全國居民健康素養(yǎng)監(jiān)測快速評估調(diào)查問卷（HLSRAQ）2 為效標，效標效度理想（r=0.313，p＜0.01）。采用貝葉斯估計法進行驗證性因子分析3，最佳擬合模型符合指標體系框架（PPP=0.646，Δχ295% PPI=-130.072～89.035，DIC=47 285.898），且通過敏感性檢驗。

三、研究結(jié)果

1.家長養(yǎng)育健康素養(yǎng)的現(xiàn)有水平

由于正式問卷題項有刪減，根據(jù)第三輪德爾菲專家咨詢結(jié)果中各指標的重要性得分重新計算了保留指標的權(quán)重（見表2）。結(jié)果顯示，1098位受調(diào)查家長的PHL均分為4.02（滿分5分，SD=0.41），一般以總分的80%作為是否具有健康素養(yǎng)的標準4，家長均分基本達到標準。各維度均分為3.36—4.67，各指標均分2.83—4.86。均分低于4.00的維度為S1、S2、S7和S9，表示家長在多數(shù)維度上的健康素養(yǎng)較高，但在獲取科學(xué)的幼兒健康信息、理解幼兒生理健康醫(yī)療服務(wù)信息、應(yīng)用幼兒生理健康促進信息、應(yīng)用幼兒心理健康促進信息維度的健康素養(yǎng)較低。低于4.00分的指標為F1、F2、F3、F5、F6、F10、F18、F30、F32、F39、F40，涉及的育兒主題為小兒發(fā)燒、預(yù)防接種、維生素與礦物質(zhì)缺乏、常見心理問題及高危因素、身體鍛煉、口腔保健、社會適應(yīng)、自我意識。

家長在不同能力和領(lǐng)域維度的PHL得分與差異性檢驗結(jié)果，見表3。不同能力層面PHL中，家長應(yīng)用能力得分最高（x=4.09），理解能力居中（x=4.06），獲取能力最低（x=3.36）。其中，獲取能力與理解能力（t=-26.43，df=1097，p＜0.001，Cohens d1=-0.87）、應(yīng)用能力（t=-27.51，df=1097，p＜0.001， Cohens d=-0.92）的差異均具有統(tǒng)計學(xué)意義，且達到大差異效應(yīng)水平。生理和心理領(lǐng)域PHL中，心理領(lǐng)域得分（x=4.07）高于生理領(lǐng)域（x=3.76），差異具有統(tǒng)計學(xué)意義（t=23.67，df=1097，p＜0.001，Cohens d=0.69），且達到中等效應(yīng)水平。醫(yī)療服務(wù)和健康促進領(lǐng)域中，醫(yī)療服務(wù)領(lǐng)域得分（x=4.25）高于健康促進領(lǐng)域（x=3.97），差異具有統(tǒng)計學(xué)意義（t=19.69，df=1097，p＜0.001，Cohens d=0.58），且接近中等效應(yīng)水平。

2.家長養(yǎng)育健康素養(yǎng)的潛在類型

為進一步理解幼兒家長PHL的不同水平類型和對應(yīng)的特征，我們基于家長在“獲取”“理解”和“應(yīng)用”三個能力維度的PHL得分進行潛在剖面分析（LPA）。LPA是潛在類別分析（LCA）中分析連續(xù)觀測變量特殊形式，是對個體在觀測指標上的反應(yīng)模式進行分類的方法。確定類別數(shù)目是LPA的重點，目前用于確定類別數(shù)目的指標可以分成兩類：信息指數(shù)和基于似然比的信息統(tǒng)計量，包括AIC、BIC、樣本校正的BIC（aBIC）、Entropy、BLRT和LMR。1

依次增加類別數(shù)進行LPA，如表4結(jié)果顯示AIC、BIC、aBIC依次減小，Entropy在潛在類別設(shè)為3類時最接近0.7，LMR和BLRT的p值在潛在類別為2—3類時具有統(tǒng)計學(xué)意義，因此，將類別確定為3類。

如圖1，依據(jù)潛在剖面分析的結(jié)果，繪制3類別家長在不同能力水平上的得分情況。由于一般以總分的80%作為是否具有健康素養(yǎng)的標準，因此，將3類別分別命名為“欠缺基本PHL”型（C1）、“部分接近基本PHL”型（C2）和“具備基本PHL”型（C3），分別占整體樣本的5%、46%和49%。

3類家長均在“獲取”能力上得分最低，C1和C2家長“應(yīng)用”能力得分最高，C3家長“獲取”能力得分最高。C1家長所有能力均低于3.5分，其中“獲取”和“理解”能力低于3分。C2家長所有能力均低于4分，其中“理解”和“應(yīng)用”能力接近4分，“獲取”能力低于3分。C3家長“理解”和“應(yīng)用”能力均超過4分，且“獲取”能力接近4分。可見，僅C3家長具備基本的PHL，而C1和C2家長均未具備基本PHL的水平。

3.基于PHL得分的人口學(xué)差異分析

如表5所示，受調(diào)查幼兒家長的PHL得分在7個人口學(xué)變量上均差異顯著，其中，受教育水平的差異效應(yīng)達到中等水平，職業(yè)和家庭年收入的差異效應(yīng)次之，年齡、戶籍和身份的差異效應(yīng)較小但均達到小效應(yīng)水平。而子女?dāng)?shù)的差異效應(yīng)未達到小效應(yīng)水平，可能是由于本研究樣本量較大導(dǎo)致偽顯著性，故不在子女?dāng)?shù)變量上進一步進行事后檢驗。

在受教育水平變量上，小學(xué)至本科學(xué)歷組間，學(xué)歷越高，家長PHL得分越高。其中，本科學(xué)歷家長得分（x=4.09）顯著高于本科學(xué)歷以下的家長；小學(xué)學(xué)歷家長得分（x=3.53）顯著低于其他家長。在職業(yè)變量上，農(nóng)民得分（x=3.56）最低，且與其他職業(yè)差異具有統(tǒng)計學(xué)意義；醫(yī)護工作者得分最高（x=4.17），且顯著高于除教師外的其他家長；教師的得分次高（x=4.12），且顯著高于農(nóng)民、工人（x=3.94）和自由職業(yè)或個體戶（x=3.95）。在家庭年收入變量上，年收入越高，家長得分也越高。大多數(shù)組間的差異均顯著。在年齡變量上，40周歲以上家長得分（x=3.89）顯著低于25—39周歲的三組家長。在戶籍變量上，外地農(nóng)村戶籍家長得分最低（x=3.94），且顯著低于本地和外地城市戶籍的家長。在身份變量上，由于其他撫養(yǎng)人占比較小，本研究僅比較了父親與母親之間的差異，結(jié)果顯示母親的PHL得分（x=4.06）顯著高于父親（x=3.91）。

4.基于PHL潛在類型的人口學(xué)差異分析

對受調(diào)查家長養(yǎng)育健康素養(yǎng)的潛在類別進行人口學(xué)差異分析發(fā)現(xiàn)，家長養(yǎng)育健康素養(yǎng)類型分布在各變量上的差異效應(yīng)基本處于小效應(yīng)水平。其中，在受教育水平、身份變量上差異效應(yīng)較大，在家庭年收入和職業(yè)變量上差異效應(yīng)一般，在戶籍和年齡變量上差異效應(yīng)較小，而在子女?dāng)?shù)變量上的差異效應(yīng)仍未達到小效應(yīng)水平。

對家長PHL潛在類型的人口學(xué)差異進行事后檢驗發(fā)現(xiàn)：在受教育水平變量上，僅有4.3%大專學(xué)歷、2.6%本科學(xué)歷、2.7%研究生學(xué)歷家長屬于C1，但有13.0%高中學(xué)歷、17.5%初中學(xué)歷、22.2%小學(xué)學(xué)歷的家長屬于C1；有47.1%大專學(xué)歷、42.5%本科學(xué)歷、45.1%研究生學(xué)歷家長屬于C2，但有65.0%初中學(xué)歷家長屬于C2；有36.1%高中學(xué)歷、17.5%初中學(xué)歷、沒有小學(xué)學(xué)歷的家長屬于C3，但有48.6%大專學(xué)歷、55.0%本科學(xué)歷、52.2%研究生學(xué)歷家長屬于C3。

在身份變量上，3.5%的母親屬于C1，而有9.1%的父親屬于C1；44.2%的母親屬于C2，而有51.5%的父親屬于C2；有52.3%的母親屬于C3，僅有39.4%的父親屬于C3。

在家庭年收入變量上，20.0%家庭年收入為6萬元以下的家長屬于C1，而其他組別屬于C1的家長比例僅為2.9%—6.3%；有28.6%家庭年收入低于6萬元的家長、39.8%家庭年收入6—10萬元的家長屬于C3，而有48.2%家庭年收入15—28萬元、53.3%家庭年收入28萬元以上的家長屬于C3。

在職業(yè)變量上，有28.6%的農(nóng)民、9.4%的工人屬于C1，其他職業(yè)屬于C1的家長比例僅為0.0%—6.9%；有14.3%的農(nóng)民屬于C3，而有58.2%的教師、60.0%的醫(yī)護工作者屬于C3。

在戶籍變量上，有3.5%本地城市戶籍家長屬于C1，而有8.5%本地農(nóng)村戶籍和10.0%外地農(nóng)村戶籍家長屬于C1；有39.2%外地農(nóng)村家長屬于C3，而有50.2%本地城市戶籍、61.7%外地城市戶籍家長屬于C3。

在年齡變量上，有9.7%年齡40周歲及以上的家長屬于C1，而有3.4%年齡25—29周歲、4.4%年齡30—34周歲、3.5%年齡35—39周歲的家長屬于C1。53.2%年齡30—34周歲的家長屬于C3，而僅有40.3%年齡40周歲及以上的家長屬于C3。

四、研究討論

1.家長在不同能力和領(lǐng)域維度上的PHL差異顯著

接受調(diào)查的1098位家長中，PHL均分為4.02，但經(jīng)差異性分析發(fā)現(xiàn)，家長在不同能力和領(lǐng)域維度上的PHL差異顯著。其中，心理健康素養(yǎng)均分顯著高于生理健康素養(yǎng)；理解和應(yīng)用健康信息的素養(yǎng)顯著高于獲取健康信息；醫(yī)療服務(wù)領(lǐng)域健康素養(yǎng)顯著高于健康促進領(lǐng)域。張妍團隊針對上海市4—6歲兒童家長的調(diào)查結(jié)果1 發(fā)現(xiàn)，家長生理健康素養(yǎng)均分為76.71（滿分100分），與本研究生理健康維度得分非常接近。她們還發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療服務(wù)領(lǐng)域素養(yǎng)的具備率大于健康促進領(lǐng)域，理解健康信息素養(yǎng)具備率大于獲取和應(yīng)用素養(yǎng)。但本研究結(jié)果顯示，理解與應(yīng)用之間得分相近，差異并不顯著，這可能是因為本研究增加了心理健康領(lǐng)域。根據(jù)這一推測分領(lǐng)域進行差異性檢驗發(fā)現(xiàn)，生理和心理健康領(lǐng)域的“理解—應(yīng)用”差異相互中和，從而導(dǎo)致“理解—應(yīng)用”整體差異不顯著。

研究還發(fā)現(xiàn)，家長在小兒發(fā)燒、預(yù)防接種、維生素與礦物質(zhì)缺乏、常見心理問題及高危因素、身體鍛煉、口腔保健、社會適應(yīng)、自我意識主題中的健康素養(yǎng)較低。已有研究也證實，家長在處理幼兒常見生理疾病、維生素與礦物質(zhì)缺乏方面健康素養(yǎng)有待加強。2 而本研究發(fā)現(xiàn)，預(yù)防接種、身體鍛煉、常見心理問題及高危因素、身體鍛煉、口腔保健、社會適應(yīng)、自我意識也是家長需要加強關(guān)注的養(yǎng)育主題。

2.過半數(shù)青年家長尚未具備基本的PHL

根據(jù)家長在不同能力維度上的PHL得分進行LPA，可以將家長分為“欠缺基本PHL”“部分接近基本PHL”和“具備基本PHL”三種類型，其中，僅49%的家長達到“具備基本PHL”水平，這一數(shù)據(jù)高于2017年上海市幼兒家長生理領(lǐng)域PHL40.4%的具備率1，這可能與本研究加入了生理健康領(lǐng)域題項有關(guān)。但仍有過半數(shù)家長尚未具備基本的PHL，說明還需不斷完善和落實幼兒家長的PHL促進工作。

3.高社會經(jīng)濟地位家長和女性家長的PHL較高

本研究結(jié)果顯示，受教育水平和身份變量是較為重要的人口學(xué)變量，接受過高等教育的家長、母親的PHL較高，且更有可能具備基本的PHL。而家庭收入、戶籍、職業(yè)、年齡也具備一定的差異效應(yīng)，高家庭收入家長、城市戶籍家長、醫(yī)護人員和教師、40周歲以下的家長PHL較高，更有可能具備基本的PHL。這一結(jié)果與其他研究的結(jié)果一致2，可以從已知組別效應(yīng)角度證明問卷結(jié)構(gòu)效度良好。3

社會經(jīng)濟地位一般以收入、學(xué)歷、職業(yè)為測量指標，本研究中高社會經(jīng)濟地位家長的PHL更高，而已有研究也證實個體健康素養(yǎng)與社會經(jīng)濟地位相關(guān)。4567 其中，受教育水平是主要變量，一方面，可能因為受過高等教育的家長具備較高獲取、理解和應(yīng)用知識的能力，而這些能力有助于家長具備更高的PHL；另一方面，可能是因為受教育水平越高的家長更加重視子女養(yǎng)育問題8，在學(xué)習(xí)和鉆研科學(xué)育兒方面花了更多精力。職業(yè)和家庭收入也是差異效應(yīng)較大的人口學(xué)變量。本研究對具體職業(yè)的考察發(fā)現(xiàn)，醫(yī)護工作者和教師的PHL較其他職業(yè)更高，這可能與他們在健康養(yǎng)育方面的專業(yè)性有關(guān)。在家庭年收入方面，年收入越高，家長的PHL越高，這可能是因為較好的經(jīng)濟收入為家長維持和促進幼兒健康提供了條件，比如，家長有條件創(chuàng)設(shè)更衛(wèi)生、安全的養(yǎng)育環(huán)境，有機會接觸更專業(yè)的家庭健康養(yǎng)育指導(dǎo)服務(wù)人員。

母親比父親具備更高的PHL，可能是由于父親在照顧兒童方面參與較少9，也可能是由于女性在健康素養(yǎng)方面具有優(yōu)勢。關(guān)于第二個原因，國外研究發(fā)現(xiàn)女性健康素養(yǎng)較男性更高10，但我國居民健康素養(yǎng)研究并未發(fā)現(xiàn)性別差異11，因此，根據(jù)我國人口數(shù)據(jù)可以推測，母親PHL高于父親主要是由于育兒參與程度存在差異。

五、研究建議

1.關(guān)注PHL指導(dǎo)內(nèi)容的豐富性和系統(tǒng)性

PHL是一個多維立體概念，故PHL促進工作中也應(yīng)注意指導(dǎo)內(nèi)容的豐富性和系統(tǒng)性。

首先，促進行動需兼顧“獲取”“理解”“應(yīng)用”三個能力層面。其中，家長PHL的短板是“獲取”層面的能力，而這可能與養(yǎng)育幼兒健康信息的科學(xué)渠道非常有限有關(guān)。針對這一問題，政府和相關(guān)部門應(yīng)當(dāng)增設(shè)和宣傳開放、靈活、簡便、權(quán)威的PHL信息服務(wù)平臺，除學(xué)校和幼兒園、醫(yī)療保健機構(gòu)外，也可倡導(dǎo)社會公共文化服務(wù)機構(gòu)開展PHL普及活動。

其次，PHL涉及幼兒身心健康。雖然生理健康是家長較為關(guān)注的方面，但家長在該領(lǐng)域的PHL并不高。因此，需要進一步關(guān)注得分不高的主題，也需反思現(xiàn)有生理健康領(lǐng)域的家長育兒指導(dǎo)服務(wù)，是否由于行動綱領(lǐng)的不完善、專業(yè)人員的短缺、實施過程的粗糙等原因造成實際服務(wù)效果不佳。

最后，在幼兒健康方面進行價值引領(lǐng)。PHL包括醫(yī)療服務(wù)和健康促進兩類健康活動領(lǐng)域，家長在健康促進領(lǐng)域的PHL較低，這可能是由于家長對幼兒日常保健、健康行為習(xí)慣的重視度不如對疾病的重視度高，沒有意識到幼兒身心功能的提高、健康行為習(xí)慣的養(yǎng)成是追求更好生活的重要基礎(chǔ)。故PHL促進體系不僅要對家長進行具體養(yǎng)育問題的指導(dǎo)，還需在幼兒健康的價值方面進行引領(lǐng)。

2.根據(jù)家長所屬潛在類型特征提供針對性指導(dǎo)

確定家長所屬類別并進行有針對性的干預(yù)可以提高效率，減少人力物力浪費。目前，家長的PHL主要存在三種不同類型，不同類型家長需要的支持策略和力度有所不同。對于“欠缺基本PHL”的家長，家庭健康養(yǎng)育指導(dǎo)服務(wù)的重難點在于要進行全面、扎實、系統(tǒng)的養(yǎng)育健康素養(yǎng)指導(dǎo)；對于“部分接近基本PHL”的家長，重點則在于提高他們獲取健康信息的能力，難點在于進一步促進他們理解和應(yīng)用健康信息的能力；對于“具備基本PHL”的家長，重點也在于提高獲取健康信息的能力，同時應(yīng)為他們自主發(fā)展理解和應(yīng)用健康信息的能力提供條件。

3.重點支持處境不利家長

根據(jù)健康素養(yǎng)研究的發(fā)展脈絡(luò)，綜合性健康素養(yǎng)的形成正是致力于擺脫將健康素養(yǎng)視為個人缺陷，拒絕將低健康素養(yǎng)的責(zé)任完全歸咎于個人。1 本研究發(fā)現(xiàn)，處境不利群體家長的PHL較低，而他們想要提升自身PHL需要付出更多的努力，學(xué)習(xí)更多的知識技能，克服更多的阻礙和壓力。因此，針對處境不利家長，需要體察他們的處境和需要，關(guān)鍵更在于強化社會決定因素的積極影響。這些家庭不僅需要養(yǎng)育健康素養(yǎng)方面的指導(dǎo)服務(wù)，還需要生活幫扶、創(chuàng)業(yè)就業(yè)支持等個性化服務(wù)。

4.家庭、社會攜手營造良好的父育文化

父親是育兒中重要而特殊的群體，本研究發(fā)現(xiàn)父親的PHL低于母親，這可能與育兒乃是“母職”的社會認識傾向有關(guān)。但一個人完成育兒健康任務(wù)的能力是有限的，往往需要通過其他家庭成員的能力來彌補2，故父親的參與對于減輕母親育兒壓力具有極大的支持作用。同時，父親的育兒投入對兒童各方面的發(fā)展都有顯著影響，且這種影響與母親相比具有同等重要的地位。3 因此，家長PHL促進工作應(yīng)當(dāng)將父親納入其中。首先，家庭內(nèi)部應(yīng)當(dāng)鼓勵父親參與育兒事務(wù)，信任父親，留給父親參與空間。其次，家長PHL指導(dǎo)人員應(yīng)爭取與父親溝通的機會，并有針對性地提供父親參與育兒事務(wù)的策略。最后，社會文化特別是職場文化中，應(yīng)當(dāng)鼓勵男性預(yù)留育兒時間、保證育兒參與度。4

Current Situation of Parenting Health Literacy

— A Survey on Parents of Young Children in N City

XIAO Xinwei， GU Rongfang

（School of Education Science， Nanjing Normal University， Nanjing Jiangsu， 210024）

Abstract： Parents parenting health literacy （PHL） is related to not only the healthy growth of children and parenting confidence of parents， but also the sustainable national development. The results of the survey on PHL in N City show that parents' PHL varies significantly across different competencies and domains; more than half of parents do not achieve basic PHL; and PHL tends to be higher among parents with high socio-economic status and women. In view of this， the improvement of PHL among parents of young children should focus on the richness and systematicness of the guidance， the provision of the targeted instruction according to the different types of PHL， and prioritise the support for disadvantaged parents. Meanwhile， families and society should work together to cultivate a great culture of fatherhood.

Key words： parenting health literacy，parents of young children，health promotion

基金項目：本文系教育部首批新文科研究與改革實踐項目“基于教衛(wèi)融合的學(xué)前教育本科人才培養(yǎng)方案的研究與實踐”（項目編號：2021060041）和江蘇省教育廳2021年度高校哲學(xué)社會科學(xué)研究“0—3歲托育教師專業(yè)發(fā)展研究：現(xiàn)實需求、影響因素與提升路徑”（項目批準號：2021SJA0255）的階段性研究成果。

作者簡介：校欣瑋，南京師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院博士研究生，主要從事學(xué)前兒童健康教育研究；顧榮芳，南京師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，博士，主要從事學(xué)前兒童健康教育研究。

1? World Health Organization：Health Promotion，載WHO官網(wǎng)：http：//who.int/iris/bitstream/handle/10665/78644/ee4.pdf，最后登錄日期：2021年9月8日。

1? 張妍，蔣泓，史慧靜：《應(yīng)用Delphi法構(gòu)建0—6歲兒童家長的健康素養(yǎng)評價指標體系》，《中國婦幼保健》 2017年第23期，第5809-5812頁。

2? Julie Ayre， et al.，“Validation of an Australian Parenting Health Literacy Skills Instrument： The Parenting Plus Skills Index”，Patient Education and Counseling，Vol.103，no.6 （June 2020），pp.1245-1251.

3? Kristine S?rensen， et al.，“Health Literacy and Public Health： a Systematic Review and Integration of Definitions and Models”，BMC Public Health，Vol.12，no.1 （January 2012）， pp.1-13.

4? World Health Organization：Constitution of the World Health Organization，載WHO官網(wǎng)：https：//www.afro.who.int/publications/constitution-world-health-organization，最后登錄日期：2022年11月29日。

1? 李小寧，李英華，郭海?。骸督】邓仞B(yǎng)監(jiān)測評估技術(shù)指南》，東南大學(xué)出版社2013年版，第75頁。

2? 杜修本，韓鐵光，荊春霞，莊潤森：《全國居民健康素養(yǎng)監(jiān)測快速評估調(diào)查問卷（HLSRAQ）的構(gòu)建與驗證》，《健康教育與健康促進》2019年第4期，第310-313頁。

3? 本研究選擇貝葉斯估計而非最大似然估計進行驗證性因子分析的原因如下：（1）經(jīng)檢驗，觀測變量不滿足多元正態(tài)分布，此種情況下，貝葉斯估計法比最大似然法能更好地拒絕錯誤模型；（2）問卷結(jié)構(gòu)依據(jù)三個層面交叉形成的綜合指標體系框架（健康領(lǐng)域×內(nèi)容領(lǐng)域×能力）建立，傳統(tǒng)驗證性因子分析方法中零交叉載荷、零殘差相關(guān)的嚴格模型限制與其不吻合，堅持采用嚴格的最大似然法進行因子分析有可能獲得簡潔但偏離真實結(jié)構(gòu)的錯誤模型，拒絕復(fù)雜但契合實際情況的正確模型。

1? 李英華，毛群安，石琦，陶茂萱，聶雪瓊，李莉，黃相剛，石名菲：《2012年中國居民健康素養(yǎng)監(jiān)測結(jié)果》，《中國健康教育》2015年第2期，第99-103頁。

1? t檢驗一般使用Cohens d作為效應(yīng)量，當(dāng)d為0.20～0.49，屬于小效應(yīng)；d為0.50～0.79，屬于中等效應(yīng)；當(dāng)d≥0.80，屬于大效應(yīng)。

2? 王孟成，畢向陽：《潛變量建模與Mplus應(yīng)用.進階篇》. 重慶大學(xué)出版社2018年版，第5-13頁。

1? 張妍，蔣泓：《上海市部分轄區(qū)4—6歲兒童家長的養(yǎng)育健康素養(yǎng)現(xiàn)況》，《上海預(yù)防醫(yī)學(xué)》2018年第11期，第918-923頁，第948頁。

2? 張妍，蔣泓：《上海市部分轄區(qū)4—6歲兒童家長的養(yǎng)育健康素養(yǎng)現(xiàn)況》，《上海預(yù)防醫(yī)學(xué)》2018年第11期，第918-923頁，第948頁。

3? 張妍，蔣泓：《上海市部分轄區(qū)4—6歲兒童家長的養(yǎng)育健康素養(yǎng)現(xiàn)況》，《上海預(yù)防醫(yī)學(xué)》2018年第11期，第918-923頁，第948頁。

4? Stana Ubavi?， et al.，“Understanding of Information about Medicines Use among Parents of Pre-school Children in Serbia： Parental Pharmacotherapy Literacy Questionnaire （PTHL-SR）”，International Journal of Environmental Research and Public Health， Vol.15，no.5 （May 2018），p.977.

5? 高健，閆翠紅，苗松：《幼兒玩興量表修訂及信效度檢驗》，《上海教育科研》2019年第10期，第31-37頁。

6? 李英華，毛群安，石琦，陶茂萱，聶雪瓊，李莉，黃相剛，石名菲：《2012年中國居民健康素養(yǎng)監(jiān)測結(jié)果》，《中國健康教育》2015年第2期，第99-103頁。

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2? 許琪，王金水：《爸爸去哪兒？父親育兒投入及其對中國青少年發(fā)展的影響》，《社會發(fā)展研究》第2019年第1期，第68-85頁，第243-244頁。

3? 郭戈：《0—3歲嬰幼兒托育服務(wù)下的父職實踐》，《中國青年研究》2019年第11期，第85-92頁。