簡(jiǎn)版健康素養(yǎng)量表的開發(fā)：基于經(jīng)典測(cè)量理論和項(xiàng)目反應(yīng)理論

孫小楠，陳珂，武運(yùn)籌，湯靖琪，王飛，孫昕霙，賀苗，吳一波*

1.150081 黑龍江省哈爾濱市，哈爾濱醫(yī)科大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院

2.230039 安徽省合肥市，安徽大學(xué)哲學(xué)學(xué)院

3.400715 重慶市，西南大學(xué)心理學(xué)部

4.200062 上海市，華東師范大學(xué)心理與認(rèn)知科學(xué)學(xué)院

5.100875 北京市，北京師范大學(xué)心理學(xué)部認(rèn)知與學(xué)習(xí)國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室

6.100191 北京市，北京大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院

7.150081 黑龍江省哈爾濱市，哈爾濱醫(yī)科大學(xué)人文社會(huì)科學(xué)學(xué)院

健康素養(yǎng)系個(gè)體獲取、理解健康信息以保障、推進(jìn)自身健康建設(shè)的能力［1］。WHO強(qiáng)調(diào)，健康素養(yǎng)作為一種認(rèn)知能力和社會(huì)技能水平的象征［2］，是健康的重要決定因素［2-3］。健康素養(yǎng)水平的限制易讓公眾難以完整地認(rèn)識(shí)、了解疾病，難以實(shí)現(xiàn)對(duì)醫(yī)療資源的高效、充分利用，特別是影響慢性病患者的自我疾病管理，從而導(dǎo)致較差的服藥依從性，甚至增加住院率與死亡率［4-6］。我國(guó)《“健康中國(guó)2030”規(guī)劃綱要》強(qiáng)調(diào)居民的健康素養(yǎng)情況是戰(zhàn)略目標(biāo)的核心內(nèi)容，提升健康素養(yǎng)水平應(yīng)成為健康教育、患者管理和健康促進(jìn)等方面的重要構(gòu)成［7］，這就要求個(gè)人要充分了解并使用健康信息，以便充分管理自身的健康問題，降低社會(huì)成本。因此，一個(gè)能客觀、全面且準(zhǔn)確測(cè)評(píng)健康素養(yǎng)的工具是開展此類研究的前提。

隨著健康素養(yǎng)領(lǐng)域得到國(guó)內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注，用于測(cè)量公眾的健康素養(yǎng)工具研發(fā)活躍，目前常用成年人功能健康素養(yǎng)測(cè)試（Test of Functional Health Literacy in Adult，TOFHLA）、歐洲健康素養(yǎng)調(diào)查（the European Health Literacy Survey Questionnaire，HLS-EU-Q）等問卷［8-9］。結(jié)合以上研究，DUONG等［10］在HLSEU-Q47的基礎(chǔ)上，編制了適用于評(píng)估亞洲國(guó)家公眾健康素養(yǎng)的12條目健康素養(yǎng)量表（Short-form Health Literacy Survey Questionnaire，HLS-SF12），以良好的信效度支持了HLS-EU-Q47的原始架構(gòu)。我國(guó)學(xué)者多使用國(guó)家衛(wèi)生健康委員會(huì)制定的“全國(guó)居民健康素養(yǎng)監(jiān)測(cè)調(diào)查問卷”，隨著對(duì)健康素養(yǎng)研究的深入，陸續(xù)有學(xué)者研發(fā)了針對(duì)特殊人群的健康素養(yǎng)評(píng)估工具［11-13］。

目前課題研究中多傾向于多維度、多條目的測(cè)評(píng)工具，力爭(zhēng)全面化評(píng)估受測(cè)者的臨床或心理特質(zhì)，但隨之應(yīng)用，冗長(zhǎng)的工具也出現(xiàn)了一定的不足：?jiǎn)柧碇蓄}目過多，使得受訪者作答時(shí)間較長(zhǎng)，作答耐心降低，作答認(rèn)真度下降，問卷的真實(shí)性可靠性難以保障；同時(shí)易使受訪者產(chǎn)生隱私受侵的心理，增加受訪者的心理負(fù)擔(dān)［14］。而簡(jiǎn)短版量表則能較大程度上規(guī)避以上弊端，同時(shí)縮減問卷填寫時(shí)間，利于推廣受訪人群與應(yīng)用領(lǐng)域。此外，簡(jiǎn)短的健康素養(yǎng)評(píng)估工具可被納入患者就診評(píng)估等評(píng)估問卷，快速篩查出健康素養(yǎng)有限的群體，便于實(shí)施針對(duì)性的健康教育，評(píng)估干預(yù)效果［8，15］。

考慮到我國(guó)在健康素養(yǎng)領(lǐng)域缺失簡(jiǎn)便的測(cè)評(píng)工具，本研究嘗試對(duì)HLS-SF12進(jìn)行簡(jiǎn)化研究，這將有助于在更大規(guī)模的人群或臨床環(huán)境中對(duì)健康素養(yǎng)進(jìn)行簡(jiǎn)單而準(zhǔn)確的評(píng)估，為今后的干預(yù)研究提供參考依據(jù)。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

“中國(guó)家庭健康指數(shù)調(diào)查（2021年）”于2021-07-10—09-15開展，采用多階段抽樣的方法，納入中國(guó)23個(gè)省和5個(gè)自治區(qū)的省會(huì)、4個(gè)直轄市，并用隨機(jī)數(shù)字表法在每個(gè)省、自治區(qū)的非省會(huì)地級(jí)行政區(qū)中各抽取2～6個(gè)城市，共120個(gè)城市。每個(gè)城市至少招募1位調(diào)查員或1支調(diào)查團(tuán)隊(duì)。調(diào)查員需基于“2021年第七次全國(guó)人口普查結(jié)果”的數(shù)據(jù)結(jié)果，使所獲得樣本的性別、年齡、城鄉(xiāng)分布基本符合人口特征?！爸袊?guó)家庭健康指數(shù)調(diào)查（2021年）”納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）年齡≥12歲；（2）具有中華人民共和國(guó)國(guó)籍；（3）中國(guó)常住人口（年外出時(shí)間≤1個(gè)月）；（4）自愿參加研究，填寫知情同意書；（5）可自行完成網(wǎng)絡(luò)問卷調(diào)查或在調(diào)查員幫助下完成問卷調(diào)查；（6）了解問卷每個(gè)條目所表達(dá)的含義。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）意識(shí)不清、精神異常者；（2）正在參加其他類似研究課題者；（3）不愿合作者。問卷回收后由兩人背靠背進(jìn)行邏輯檢查和數(shù)據(jù)篩選。本研究已通過暨南大學(xué)倫理委員會(huì)倫理審查（JNUKY-2021-018）?！爸袊?guó)家庭健康指數(shù)調(diào)查（2021年）”共調(diào)查居民11 668例，回收有效問卷11 031份，有效回收率為94.54%。從數(shù)據(jù)中選擇≥18歲人群作為本研究的受測(cè)對(duì)象，最終納入7 449份數(shù)據(jù)，并隨機(jī)分成2個(gè)樣本集，其中樣本集1共3 680份，樣本集2共3 769份。

1.2 方法

1.2.1 一般資料問卷：由研究者編制，內(nèi)容包括調(diào)查對(duì)象的性別、年齡、民族、戶口類型、居住地類型、最高學(xué)歷情況、婚姻狀況、家庭人均月收入等。

1.2.2 HLS-SF12：DUONG等［10］編制的適用于公眾健康素養(yǎng)測(cè)量的HLS-SF12分為3個(gè)維度，分別是衛(wèi)生保健、疾病預(yù)防、健康促進(jìn)，共12個(gè)條目，采用4級(jí)評(píng)分（1=非常困難，2=困難，3=容易，4=非常容易），使用公式計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)化健康素養(yǎng)指數(shù)（health literacy index，HL指數(shù)），指數(shù)范圍為0～50，指數(shù)越高代表健康素養(yǎng)水平越高。計(jì)算公式為HL指數(shù)=（平均值-1）×（50/3），其中平均值是每個(gè)個(gè)體所有參與項(xiàng)目的平均值，1是平均值的最小可能值（此時(shí)指數(shù)的最小值為0），3是平均值，50是指數(shù)的最大值。DUONG報(bào)告HLS-SF12的Cronbach'sα系數(shù)＞0.70，衛(wèi)生保健分量表的Cronbach'sα系數(shù)為0.49～0.72，疾病預(yù)防分量表的Cronbach'sα系數(shù)為0.64～0.77，健康促進(jìn)分量表的Cronbach'sα系數(shù)為0.59～0.81，內(nèi)部一致性指標(biāo)良好。經(jīng)原作者授權(quán)，施測(cè)時(shí)采用漢化后的HLS-SF12中文版［16］。本研究中該量表在數(shù)據(jù)集1的Cronbach'sα系數(shù)為0.932，數(shù)據(jù)集2的Cronbach'sα系數(shù)為0.933，總數(shù)據(jù)集的Cronbach'sα系數(shù)為0.932。

1.2.3 領(lǐng)悟社會(huì)支持量表（Perceived Social Support Scale，PSSS）由ZIMET等［17］開發(fā)，PSSS分為家庭支持、朋友支持和他人支持3個(gè)維度，每個(gè)維度含4個(gè)條目，共12個(gè)條目。量表選項(xiàng)從“極不同意”至“極同意”賦分為1～7分，得分越高領(lǐng)悟到的社會(huì)支持越豐富。本研究中該量表在數(shù)據(jù)集2的Cronbach'sα系數(shù)為0.947，總數(shù)據(jù)集的Cronbach'sα系數(shù)為0.948。

1.2.4 家庭健康量表（Family Health Scale Short-Form，F(xiàn)HS-SF）由CRANDALL等［18］編制，用于測(cè)評(píng)家庭健康功能，由WANG等［19］漢化翻譯。該量表分4個(gè)維度，共10個(gè)條目。題項(xiàng)為“非常不同意”至“非常同意”（1～5分），其中第6、9、10題為反向計(jì)分?？偭勘淼梅衷礁弑硎炯彝ソ】邓皆胶?。本研究中該量表在數(shù)據(jù)集2的Cronbach's α系數(shù)為0.845，總數(shù)據(jù)集的Cronbach's α系數(shù)為0.846。

1.3 簡(jiǎn)化方法

1.3.1 通過經(jīng)典測(cè)量理論（classical test theory，CTT）在項(xiàng)目分析時(shí)常用的4種方法：項(xiàng)目間殘差相關(guān)法、相關(guān)系數(shù)法、項(xiàng)目-總體相關(guān)系數(shù)法（corrected item-total correlation，CITC）、獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)法對(duì)原量表的每個(gè)條目進(jìn)行分析。

（1）項(xiàng)目間殘差相關(guān)法計(jì)算各項(xiàng)目與其余項(xiàng)目殘差相關(guān)之和，保留項(xiàng)目之間殘差相關(guān)最小的，表現(xiàn)為項(xiàng)目殘差的MI值相加［20］。

（2）相關(guān)系數(shù)法是計(jì)算各條目與量表總得分的皮爾遜相關(guān)系數(shù)，選取量表中單個(gè)條目得分與量表總分的相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值較大的且存在顯著的統(tǒng)計(jì)意義的條目［21］。

（3）CITC法根據(jù)量表的內(nèi)部一致性篩選條目，通過計(jì)算總量表或單個(gè)維度的Cronbach's α系數(shù)，比較刪除某一條目后Cronbach's α系數(shù)的變化。如果某條目去掉后總量表或單個(gè)維度的Cronbach's α系數(shù)有明顯升高，表明應(yīng)當(dāng)刪除，因?yàn)樵摋l目的存在會(huì)降低量表或維度的內(nèi)部一致性，反之則保留［22］。

（4）獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)法首先將量表總分由高到低排列，高分組為總分最高的27%，低分組為總分最低的27%，隨后進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，若結(jié)果顯示高低分兩組被試在某條目上平均得分不存在顯著性差異，則應(yīng)當(dāng)刪除該條目［23］。

1.3.2 項(xiàng)目分析理論（item response theory，IRT）的簡(jiǎn)化方法——Mokken模型［24］，Mokken模型屬于非參數(shù)項(xiàng)目反應(yīng)理論，與參數(shù)項(xiàng)目反應(yīng)理論相比，其提出更適應(yīng)實(shí)際情景、更有彈性的框架，還更適宜短量表使用［25］。利用R語言的“Mokken”包對(duì)健康素養(yǎng)量表全量表進(jìn)行分析，包括對(duì)所有條目的單維性檢驗(yàn)、局部獨(dú)立性檢驗(yàn)、單調(diào)性檢驗(yàn)。

（1）利用自動(dòng)項(xiàng)目選擇算法（automated item selection procedure，AISP）檢驗(yàn)量表單維性，AISP實(shí)施時(shí)，從c=0開始，到c=0.55結(jié)束，步長(zhǎng)0.05。當(dāng)c值越大時(shí)，如果測(cè)驗(yàn)是單維的，可能會(huì)出現(xiàn)以下3個(gè)階段：絕大部分或全部條目合并為1個(gè)量表；形成1個(gè)容量較小的量表；形成1個(gè)或幾個(gè)小量表，同時(shí)許多項(xiàng)目被刪除［26］。

（2）利用同質(zhì)性系數(shù)（homogeneity coefficients）檢查條目設(shè)置是否合理。同質(zhì)性系數(shù)分為3類：項(xiàng)目對(duì)（Hij）、項(xiàng)目（Hi）和量表（Hs）。同質(zhì)性系數(shù)H值越高，測(cè)驗(yàn)所得總分對(duì)被試潛在特質(zhì)的排序越準(zhǔn)確，Mokken依據(jù)自身經(jīng)驗(yàn)，認(rèn)為Hij必須＞0，Hi和H不能＜0.3。更具體的H值規(guī)定為：當(dāng)H＜0.3時(shí)，量表不合格；當(dāng)0.3≤H＜0.4時(shí)，量表的準(zhǔn)確程度較弱；當(dāng)0.4≤H＜0.5時(shí)，量表的準(zhǔn)確程度中等；當(dāng)H≥0.5時(shí)，量表的準(zhǔn)確程度強(qiáng)［27］。

（3）局部獨(dú)立性檢驗(yàn)利用條件關(guān)聯(lián)程序完成，由3個(gè)條件關(guān)聯(lián)指數(shù)W（1）、W（2）、W（3）檢驗(yàn)，被標(biāo)記的項(xiàng)目要逐一刪除，刪除的原則是：具有最多W標(biāo)志的項(xiàng)目被刪除，直到剩下沒有標(biāo)志的項(xiàng)目。如果項(xiàng)目具有相同數(shù)量的標(biāo)志，則同質(zhì)性系數(shù)Hi更小的項(xiàng)目將被刪除［28］。

（4）檢驗(yàn)每個(gè)項(xiàng)目的單調(diào)性。單調(diào)性將最小紊亂系數(shù)（#vi/#ac）、顯著性（#zsig）和Crit的數(shù)值作為評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，當(dāng)以上3個(gè)指標(biāo)等于0時(shí)，說明符合單調(diào)性假設(shè)。但在實(shí)際應(yīng)用中，最小紊亂系數(shù)＜0.3可接受［29］，顯著性＜1.96可接受［30］。當(dāng)Crit＞80時(shí)，違背單調(diào)性假設(shè)；當(dāng)40≤Crit≤80時(shí)，應(yīng)按照條目?jī)?nèi)容和量表使用目的考慮是否刪除；當(dāng)Crit＜40時(shí)，則可認(rèn)為該條目基本滿足單調(diào)性，個(gè)別違反單調(diào)性假設(shè)的情況可以看作是被試抽樣誤差所致［31］。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

采用SPSS 24.0、AMOS 24.0和R 4.2.1軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理，使用描述性統(tǒng)計(jì)分析、驗(yàn)證性因子分析、CTT精簡(jiǎn)條目、Mokken模型精簡(jiǎn)條目、驗(yàn)證性分析等分析方法。為了保障簡(jiǎn)版量表的有效性，以及避免出現(xiàn)樣本量不足造成的研究能力降低的情況，本研究對(duì)研究需要的最低樣本量進(jìn)行了計(jì)算［32］：假設(shè)使類內(nèi)相關(guān)系數(shù)（intra-class correlation coefficient，ICC）達(dá)到0.90，Ⅰ型錯(cuò)誤概率α為0.05，此時(shí)實(shí)現(xiàn)95%的統(tǒng)計(jì)功效需要223名被試者。本研究收集了7 449份有效數(shù)據(jù)（包括條目篩選和驗(yàn)證分析兩份數(shù)據(jù)集在內(nèi)），說明樣本量足以進(jìn)行后續(xù)數(shù)據(jù)分析。

研究首先對(duì)數(shù)據(jù)集1和數(shù)據(jù)集2的社會(huì)人口學(xué)信息進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，顯示變量各分類的人數(shù)及百分比。

在利用數(shù)據(jù)集1檢驗(yàn)了HLS-SF12的各心理測(cè)量學(xué)指標(biāo)后，分別利用CTT和IRT的方法簡(jiǎn)化其條目，得到了HLS-SF9和HLS-SF4，然后基于數(shù)據(jù)集2的數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性分析。在探索性分析的基礎(chǔ)上，對(duì)得到的簡(jiǎn)版量表進(jìn)行驗(yàn)證性分析，分為地板和天花板效應(yīng)檢驗(yàn)、信度檢驗(yàn)和效度檢驗(yàn)簡(jiǎn)版量表。地板和天花板效應(yīng)分別反映了得分最低和最高的參與者的反應(yīng)，建議最低或最高水平的百分比為15%或更低。如果超過15%的受訪者分別獲得了可能的最低或最高分?jǐn)?shù)，則認(rèn)為存在地板或天花板效應(yīng)［33］。若存在天花板效應(yīng)，則該量表在實(shí)際使用中，由于頂端水平上選擇數(shù)量增多從而導(dǎo)致后續(xù)數(shù)據(jù)分析中各指標(biāo)的有效性受到影響。地板效應(yīng)與之相反。信度指標(biāo)若均＞0.7表明可接受［34］。效度檢驗(yàn)分為結(jié)構(gòu)效度分析和實(shí)證效度分析。結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)中，由于HLS-SF4已經(jīng)打破了HLS-SF12的三維度結(jié)構(gòu)，所以不能采用驗(yàn)證性因子分析，需要探索性因子分析；而HLS-SF9仍保持原有的三維度結(jié)構(gòu)，所以直接進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析即可。然后通過比較12條目的原量表和開發(fā)的簡(jiǎn)版量表與2個(gè)相關(guān)概念的相關(guān)性，進(jìn)行實(shí)證效度檢驗(yàn)。根據(jù)數(shù)據(jù)類型，使用Pearson相關(guān)檢驗(yàn)計(jì)算相關(guān)性。為檢驗(yàn)簡(jiǎn)版量表與完整版量表所測(cè)內(nèi)容的一致性程度，本研究利用RStudio中的“l(fā)pSolve”和“irr”包計(jì)算ICC，ICC可以反映測(cè)量之間的相關(guān)程度和一致性。ICC的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)為：當(dāng)ICC＜0.50時(shí)，被解釋為一致性差；當(dāng)0.50≤ICC＜0.74時(shí)，被解釋為一致性中等；當(dāng)0.75≤ICC≤0.90時(shí)，被解釋為一致性好；ICC＞0.90時(shí)，被解釋為一致性優(yōu)秀［35］。

2 結(jié)果

2.1 研究對(duì)象的社會(huì)人口學(xué)信息

在樣本數(shù)據(jù)集1的3 680名受訪者中，男1 608名（43.7%），漢族3 449名（93.7%），常住城鎮(zhèn)者2 700名（73.4%），農(nóng)業(yè)戶口1 524名（41.4%）。在數(shù)據(jù)集2的3 769名受訪者中，男1 678名（44.5%），漢族3 544名（94.0%），常住城鎮(zhèn)者2 749名（72.9%），農(nóng)業(yè)戶口1 599名（42.4%），完整的人口統(tǒng)計(jì)細(xì)節(jié)見表1。

表1 研究對(duì)象的一般人口學(xué)特征Table 1 General demographic characteristics of the study population

2.2 完整版量表的心理測(cè)量學(xué)檢驗(yàn)

基于數(shù)據(jù)集1的數(shù)據(jù)，對(duì)HLS-SF12的心理測(cè)量學(xué)指標(biāo)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，如圖1所示。結(jié)果顯示規(guī)范擬合指數(shù)（NFI）=0.960，擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）=0.957，調(diào)整擬合優(yōu)度指數(shù)（AGFI）=0.934，比較擬合指數(shù)（CFI）=0.962，近似誤差均方根（RMSEA）=0.068，各擬合指標(biāo)表明原量表模型擬合良好。計(jì)算內(nèi)部一致性系數(shù)得出Cronbach'sα=0.932，量表信度良好。

圖1 HLS-SF12的驗(yàn)證性因子分析Figure 1 Confirmatory factor analysis of the version of HLS-SF12

2.3 探索性分析

2.3.1 基于經(jīng)典測(cè)量理論的條目精簡(jiǎn)：首先，采用項(xiàng)目間殘差相關(guān)法進(jìn)行項(xiàng)目分析，MI值的門檻值使用默認(rèn)值。結(jié)果顯示，各維度中殘差MI值最大的條目分別為條目3、條目5和條目11，說明這幾個(gè)條目對(duì)本維度的解釋力在每個(gè)維度的所有條目中是最小的，故考慮剔除。其次，采用相關(guān)系數(shù)法進(jìn)行項(xiàng)目分析。結(jié)果表明，完整版健康素養(yǎng)量表與各條目之間的相關(guān)系數(shù)均＞0.710（r=0.716～0.797），說明這些條目與量表的一致性良好，均考慮保留。

再次，采用CITC對(duì)量表進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)刪除每項(xiàng)后的Cronbach's α系數(shù)在0.924～0.928，刪除條目后內(nèi)部一致性系數(shù)均有所下降，因此量表中沒有條目需要?jiǎng)h除。

最后，以健康素養(yǎng)量表HL指數(shù)最高的27%（≥37.500分）和最低的27%（≤30.556分）劃分高分組與低分組，進(jìn)一步做獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，量表的高、低分組在各條目上的得分均存在顯著性差異（P＜0.001），因此量表中沒有對(duì)應(yīng)的條目需要?jiǎng)h除。

綜上所述，運(yùn)用4種經(jīng)典測(cè)量理論的方法對(duì)HLSSF12進(jìn)行精簡(jiǎn)，結(jié)果表明條目3、條目5和條目11在項(xiàng)目間殘差相關(guān)法中考慮刪除，因此將這3個(gè)條目刪除，形成1個(gè)9條目的三維簡(jiǎn)版量表?；诮?jīng)典測(cè)量理論簡(jiǎn)化后的健康素養(yǎng)量表（HLS-SF9）共包括9個(gè)條目：條目1、條目2、條目4、條目6、條目7、條目8、條目9、條目10和條目12，具體條目分析結(jié)果見表2。

表2 基于經(jīng)典測(cè)量理論的4種條目分析方法結(jié)果匯總Table 2 Summary of the results of 4 item analysis methods based on the classical test theory

2.3.2 基于Mokken模型的條目精簡(jiǎn)：首先，對(duì)HLSSF12進(jìn)行Mokken模型分析。利用AISP檢驗(yàn)量表單維性，從c=0開始，到c=0.55結(jié)束，步長(zhǎng)設(shè)置為0.05。結(jié)果表明，AISP當(dāng)c設(shè)置在0～0.55時(shí)，均只能得到1個(gè)維度，且所有項(xiàng)目在該維度中。

然后，計(jì)算量表的各同質(zhì)性系數(shù)。結(jié)果表明，本研究中，Hij均大于0.43，Hi均大于0.53（表3），H=0.609。這說明本研究使用同質(zhì)性系數(shù)不能刪除條目。

表3 基于Mokken模型的條目分析結(jié)果Table 3 Results of item analysis based on Mokken model

再進(jìn)行局部獨(dú)立性檢驗(yàn)，即進(jìn)行條件關(guān)聯(lián)分析。第一輪分析中，指標(biāo)W（1）表明第11項(xiàng)有6個(gè)標(biāo)記，第2項(xiàng)和第8項(xiàng)各有4個(gè)標(biāo)記，第10項(xiàng)有1個(gè)標(biāo)記，故先將條目11刪除。在之后的幾輪分析中，根據(jù)指標(biāo)W（1）、W（2）和W（3）的結(jié)果，依次刪除條目8、條目2、條目12、條目6、條目9、條目4、條目10。經(jīng)過條件關(guān)聯(lián)分析，保留4個(gè)條目，分別是條目1、條目3、條目5、條目7。

隨后對(duì)這4個(gè)條目進(jìn)行單調(diào)性檢驗(yàn)，條目1、7均未違反單調(diào)性，條目3的最小紊亂系數(shù)為 0.02，顯著性為 1，Crit 值為13，且條目5的最小紊亂系數(shù)為 0.02，顯著性為 1，Crit 值為 19，均在可接受范圍內(nèi)，考慮保留，詳見表3。

綜上所述，基于Mokken模型簡(jiǎn)化后的健康素養(yǎng)量表（HLS-SF4）共包括4個(gè)條目：條目1、條目3、條目5、條目7。

2.4 驗(yàn)證性分析

2.4.1 天花板和地板效應(yīng)檢驗(yàn)：HLS-SF9和HLS-SF4的可靠性可通過最小的地板/天花板效應(yīng)而得到加強(qiáng)。表4顯示其在數(shù)據(jù)集2中的天花板和地板效應(yīng)，均未超過15%，說明得分最低或最高的被試可以相互區(qū)分，利于信度的測(cè)量。

表4 兩個(gè)精簡(jiǎn)版量表的HL指數(shù)得分情況Table 4 HL index scores for the two short versions of the scales

2.4.2 信度驗(yàn)證：使用數(shù)據(jù)集2檢驗(yàn)兩個(gè)簡(jiǎn)化后的健康素養(yǎng)量表的信度，分析顯示，HLS-SF9和HLS-SF4的Cronbach's α系數(shù)為0.913和0.842、折半信度為0.871和0.815，各條目刪除后的信度均≤0.910和0.810，信度分析指標(biāo)良好。

2.4.3 效度檢驗(yàn)

2.4.3.1 結(jié)構(gòu)效度：在數(shù)據(jù)集2中對(duì)HLS-SF4進(jìn)行Bartlett球形檢驗(yàn)和KMO度量。HLS-SF4的Bartlett球形檢驗(yàn)值為5 915.883（P＜0.01），KMO度量為0.807，可以進(jìn)行因子分析。隨后探索性因子分析提取出1個(gè)特征根大于1的因子，從CTT的角度驗(yàn)證了其單維性，累積方差貢獻(xiàn)率為67.813%，各條目的因子載荷量均大于0.81。

對(duì)HLS-SF9的9個(gè)條目進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析（圖2），HLS-SF9的驗(yàn)證性因子分析模型適配指標(biāo)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示χ2/df=10.844、GFI=0.985、AGFI=0.971、NFI=0.986、CFI=0.987和RMSEA=0.051，除χ2/df外均達(dá)到理想標(biāo)準(zhǔn)，需要說明的是χ2/df消除了自由度的影響，但沒有消除樣本容量的影響，由于樣本數(shù)量為3 769，屬于大樣本，而相關(guān)研究表明當(dāng)樣本數(shù)較大時(shí)，模型整體適配度的卡方值就會(huì)隨著樣本數(shù)增大而顯著增大，這時(shí)只需要考慮其他重要指標(biāo)，而這個(gè)指標(biāo)就可以忽略。因此三維9條目的HLS-SF9模型擬合結(jié)果較好。

圖2 HLS-SF9驗(yàn)證性因子分析模型Figure 2 HLS-SF9 confirmatory factor analysis model

2.4.3.2 實(shí)證效度：以往研究表明，健康素養(yǎng)與領(lǐng)悟社會(huì)支持、家庭健康均呈顯著相關(guān)［36-38］。本研究運(yùn)用數(shù)據(jù)集2將PSSS、FHS-SF和HLS-SF12、HLSSF9、HLS-SF4同時(shí)進(jìn)行相關(guān)分析，結(jié)果顯示，HLSSF12與PSSS呈正相關(guān)（r=0.361，P＜0.001），與FHSSF呈正相關(guān)（r=0.329，P＜0.001），HLS-SF9和HLSSF4與PSSS呈正相關(guān)（r=0.367，P＜0.001；r=0.292，P＜0.001），與FHS-SF呈正相關(guān)（r=0.340，P＜0.001；r=0.237，P＜0.001），表明HLS-SF9和HLS-SF4的實(shí)證效度良好。

2.4.4 測(cè)量?jī)?nèi)容一致性：基于數(shù)據(jù)集2，本研究分析了兩個(gè)簡(jiǎn)化版健康素養(yǎng)的效標(biāo)效度。HLS-SF9對(duì)HLS-SF12的效標(biāo)效度的ICC（95%CI）為0.989（0.988～0.999），HLS-SF4效標(biāo)效度的ICC（95%CI）為0.892（0.886～0.899），表明效標(biāo)效度良好及以上，即兩個(gè)精簡(jiǎn)后的量表與完整版量表所測(cè)量的內(nèi)容有高度一致性。

3 討論

3.1 量表簡(jiǎn)化過程和結(jié)果的合理性

HLS-SF12運(yùn)用主成分分析法進(jìn)行簡(jiǎn)化，在亞洲6個(gè)國(guó)家/地區(qū)的驗(yàn)證結(jié)果顯示［10］，較好地反映了HL的理論結(jié)構(gòu)，并在健康素養(yǎng)水平亞組人群間存在有效差異，校標(biāo)檢驗(yàn)顯示HLS-SF12對(duì)亞洲健康素養(yǎng)量表HLS-EU-Q47的解釋有效性高于歐洲地區(qū)量表HLSEU-Q16。HLS-SF12量表已被國(guó)外學(xué)者應(yīng)用于普通門診、骨科及中醫(yī)科等科室患者的研究［39］，以及在越南農(nóng)民、新型冠狀病毒感染期間衛(wèi)生工作者及門診患者等人群中得到驗(yàn)證應(yīng)用［40-42］，均表明該量表具有良好的信效度，并且在跨文化背景、地域差異以及社會(huì)群體差異等方面具有普適性，可作為應(yīng)用多群體健康素養(yǎng)的有效衡量工具。

以往簡(jiǎn)化的研究中常用經(jīng)典測(cè)量理論和Mokken模型這兩個(gè)理論模型。一方面，CTT是歷史悠久、發(fā)展時(shí)間長(zhǎng)、應(yīng)用最廣、最為人們熟知的一種心理測(cè)量學(xué)理論［43］，其將測(cè)驗(yàn)觀察分?jǐn)?shù)表示為真分?jǐn)?shù)和誤差分?jǐn)?shù)之和，并且在其假設(shè)的基礎(chǔ)上，經(jīng)過幾十年的實(shí)踐，從理論上推導(dǎo)出包括信度、效度、條目難度和區(qū)分度等十幾個(gè)參數(shù)的計(jì)算公式，建立了完善測(cè)驗(yàn)方法體系，明確了測(cè)驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)化程序，使整個(gè)測(cè)驗(yàn)過程更加客觀、科學(xué)。除此之外，CTT擁有一套較為易懂的數(shù)學(xué)模型、參數(shù)概念和估計(jì)方法，提倡的標(biāo)準(zhǔn)化技術(shù)能有效控制測(cè)量過程中產(chǎn)生的誤差，更重要的是，其理論和方法體系相對(duì)完整，前提假設(shè)比較弱，很容易為實(shí)際工作所滿足［44］。例如，于斌斌等［45］采用基于經(jīng)典測(cè)量理論的極端值法、相關(guān)系數(shù)法和CITC將批判思維傾向量表簡(jiǎn)化為28個(gè)項(xiàng)目，且信效度檢驗(yàn)結(jié)果顯示簡(jiǎn)化版量表可用性強(qiáng)。另一方面，IRT的測(cè)驗(yàn)?zāi)Ｐ鸵脖蛔C實(shí)具有更多的優(yōu)點(diǎn)，其采用非線性模型，建立了被試對(duì)項(xiàng)目的反應(yīng)與其潛在特質(zhì)之間的非線性關(guān)系，這一點(diǎn)更符合實(shí)踐領(lǐng)域中的施測(cè)情況［46］。而Mokken模型是非參數(shù)項(xiàng)目反應(yīng)理論模型的一種，具有非參數(shù)的特性，同樣服從IRT的基本原則，可以彌補(bǔ)參數(shù)項(xiàng)目反應(yīng)理論模型的不足［47］。對(duì)所有項(xiàng)目進(jìn)行Mokken模型分析后可以將不符合理論假設(shè)的項(xiàng)目加以刪除或修改，進(jìn)一步提高量表的質(zhì)量［48］，WANG等［49］和WU等［50］使用Mokken模型分別簡(jiǎn)化了新的一般自我效能感量表和領(lǐng)悟社會(huì)支持量表，信效度良好，可應(yīng)用于實(shí)踐領(lǐng)域。

在簡(jiǎn)化前，本研究使用驗(yàn)證性因子分析對(duì)數(shù)據(jù)集1中原量表的結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行驗(yàn)證，結(jié)果表明健康素養(yǎng)量表（HLS-SF12）的結(jié)構(gòu)效度良好。在基于經(jīng)典測(cè)量理論的量表簡(jiǎn)化過程中，本研究還根據(jù)4種常用于項(xiàng)目分析的經(jīng)典測(cè)量理論的方法對(duì)健康素養(yǎng)量表進(jìn)行精簡(jiǎn)，其中每個(gè)維度中有一個(gè)條目在項(xiàng)目間殘差相關(guān)性中考慮刪除，將其刪除后形成1個(gè)9條目的簡(jiǎn)版量表（HLS-SF9）。

在根據(jù)非參數(shù)項(xiàng)目反應(yīng)理論進(jìn)行量表簡(jiǎn)化的過程中，本研究對(duì)完整版量表進(jìn)行Mokken分析。首先對(duì)完整版量表進(jìn)行分析，單維性檢驗(yàn)表明完整版量表只能得到1個(gè)維度，同質(zhì)性系數(shù)良好，但在局部獨(dú)立性檢驗(yàn)中，依次刪除了具有條件關(guān)聯(lián)的8個(gè)條目，再進(jìn)行單調(diào)性檢驗(yàn)，沒有刪除多余的項(xiàng)目，最終得到了1個(gè)4條目的簡(jiǎn)版量表（HLS-SF4）。

以經(jīng)典測(cè)量理論和Mokken模型為基礎(chǔ)開展簡(jiǎn)化工作，得到了兩個(gè)精簡(jiǎn)后的版本HLS-SF9和HLS-SF4，利用數(shù)據(jù)集2的數(shù)據(jù)進(jìn)行天花板和地板效應(yīng)分析，結(jié)果表明兩個(gè)效應(yīng)均低，可以較好區(qū)分高、低分被試，有利于進(jìn)行進(jìn)一步的信度分析。信度檢驗(yàn)表明，兩個(gè)簡(jiǎn)版量表信度良好。然而，HLS-SF9的各信度優(yōu)于HLSSF4。在結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)中首先進(jìn)行了Bartlett球形檢驗(yàn)和KMO度量，確定HLS-SF4可以進(jìn)行因子分析，然后采用探索性因子分析驗(yàn)證HLS-SF4的簡(jiǎn)化結(jié)構(gòu)，經(jīng)過主成分分析提取出1個(gè)特征根大于1的公因子，結(jié)果符合Mokken模型分析中AISP所檢驗(yàn)的量表單維結(jié)構(gòu)的前提假設(shè)；對(duì)HLS-SF9則采用驗(yàn)證性因子分析，結(jié)果顯示其三維模型的各項(xiàng)適配指標(biāo)均為優(yōu)秀，說明9條目的簡(jiǎn)版量表被劃分為三個(gè)維度是合理的。值得一提的是，兩個(gè)簡(jiǎn)版量表是采用兩種不同的結(jié)構(gòu)效度驗(yàn)證方式檢驗(yàn)量表結(jié)構(gòu)，這有兩個(gè)原因：一是利用經(jīng)典測(cè)量理論簡(jiǎn)化條目時(shí)，并未涉及維度的增減，維度確定且與原量表保持一致；二是利用Mokken模型簡(jiǎn)化條目時(shí)，打破了原有的維度，合并成單一維度，且簡(jiǎn)化后保留的條目只涉及前兩個(gè)維度。實(shí)證效度檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，HLS-SF9以及HLS-SF4均具有較好的實(shí)證效度。測(cè)量?jī)蓚€(gè)精簡(jiǎn)后的量表與完整版量表的ICC指數(shù)，結(jié)果表明所要測(cè)量的內(nèi)容有高度一致性，但HLS-SF9高于HLS-SF4。綜上所述，HLS-SF9條目保留原量表因子結(jié)構(gòu)，信度、實(shí)證效度較優(yōu)，和原量表的測(cè)量?jī)?nèi)容一致性更高，而HLS-SF4條目少，各項(xiàng)因子載荷量更高，因此保留兩個(gè)精簡(jiǎn)版本均具有合理性。研究人員可根據(jù)各自研究的情況選擇更具有針對(duì)性的測(cè)評(píng)量表，如首要目的是獲得更精確的測(cè)量結(jié)果，則可以采用HLS-SF9；若首要目的是縮短整體問卷作答時(shí)間（如在大型橫截面調(diào)研項(xiàng)目中，可通過犧牲精度以獲得更精簡(jiǎn)的問卷量），則HLS-SF4更為適用。

在傳染性或非傳染性疾病的預(yù)防與控制中，健康素養(yǎng)是不容忽視的重要因素，比如在新型冠狀病毒感染的信息疫情中，健康素養(yǎng)成為公眾辨識(shí)“謠言”的關(guān)鍵工具［51］。本研究使用全國(guó)范圍的大樣本研究數(shù)據(jù)，盡可能降低地域差異帶來的偏倚，以提高研究的可推廣性［52］，并將數(shù)據(jù)隨機(jī)生成兩個(gè)樣本群，相互驗(yàn)證研究結(jié)果。精簡(jiǎn)后的健康素養(yǎng)量表?xiàng)l目相較于國(guó)內(nèi)的常用的評(píng)估問卷，條目數(shù)量少、作答時(shí)間短、作答難度較低，更適宜測(cè)評(píng)全年齡段人群抑或在綜合性問卷中使用。

3.2 局限及未來研究

本研究分別采用兩種理論為基礎(chǔ)，皆嚴(yán)格遵守了量表簡(jiǎn)化的理論原則，但仍存在一定局限性。例如本研究選擇全國(guó)大樣本橫截面研究為數(shù)據(jù)來源，未來需要在縱向研究中，做簡(jiǎn)化版量表的有效性與穩(wěn)定性驗(yàn)證工作；在多領(lǐng)域?qū)嶋H運(yùn)用中，也需要更多的適應(yīng)性驗(yàn)證與調(diào)整。

綜上所述，本研究運(yùn)用經(jīng)典測(cè)量理論以及Mokken模型篩選HLS-SF12條目，經(jīng)過簡(jiǎn)化的9條目與4條目的健康素養(yǎng)量表在我國(guó)公眾群體中具有良好的信效度，可以作為測(cè)評(píng)我國(guó)全人群健康素養(yǎng)的可靠且精簡(jiǎn)的工具。

作者貢獻(xiàn)：孫小楠、陳珂進(jìn)行文章的構(gòu)思與設(shè)計(jì)，撰寫論文；孫小楠、陳珂、武運(yùn)籌、王飛、孫昕霙進(jìn)行研究的實(shí)施與可行性分析；孫小楠、湯靖琪進(jìn)行數(shù)據(jù)收集、整理；孫小楠、陳珂、武運(yùn)籌進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)處理，結(jié)果的分析與解釋；孫小楠、陳珂、湯靖琪進(jìn)行論文的修訂；賀苗、吳一波對(duì)文章整體負(fù)責(zé)，監(jiān)督管理。

本文無利益沖突。