李堅珍，張彩鳳，袁慧貞，劉影芬，鐘雪瓊，宋陽

哮喘反復(fù)發(fā)作不僅影響患兒的成長和學(xué)習(xí)，同時影響照顧者的工作和生活[1-4]。盡管兒童哮喘不能完全治愈，但可以通過科學(xué)有效的管理和防治教育使哮喘達到良好的控制水平，減少哮喘發(fā)作頻次，降低哮喘急性發(fā)作的風(fēng)險[5-7]。由于兒童自控力和認知能力較弱，照顧者在兒童哮喘控制中起到重要作用[8]。研究表明，哮喘兒童照顧者的健康信念水平與兒童哮喘控制水平密切相關(guān)，提高照顧者的健康信念可以提高兒童哮喘控制水平[9-11]，因此準(zhǔn)確評估照顧者預(yù)防兒童哮喘發(fā)作健康信念水平非常重要。目前對哮喘兒童照顧者健康信念的評估工具未經(jīng)過嚴(yán)格的編制過程[10]。本研究以健康信念模型為理論依據(jù)，編制對哮喘兒童照顧者具有適用性的健康信念問卷，并進行信效度檢驗，旨在為評估照顧者預(yù)防兒童哮喘發(fā)作健康信念提供測量工具。

1 資料與方法

1.1一般資料

1.1.1專家基本資料 2021年4～5月，邀請從事兒童哮喘醫(yī)療、兒童哮喘護理、護理教育研究領(lǐng)域的14名專家進行函詢。納入標(biāo)準(zhǔn)：5年及以上專業(yè)工作經(jīng)驗，具有副高級及以上職稱，本科及以上學(xué)歷，自愿參加。其中臨床醫(yī)療專家4名，臨床護理專家6名，護理教育專家4名。年齡31～51(42.1±4.6)歲。工作年限5～29(11.3±5.5)年。學(xué)歷：本科8名，碩士2名，博士4名。職稱：副高級6名，正高級8名。專家來自北京、上海、云南、廣東4個地區(qū)的7所三級甲等綜合醫(yī)院。

1.1.2正式調(diào)查對象 2021年7～9月，采用便利抽樣法抽取廣州市婦幼保健中心和東莞市婦幼保健院的哮喘患兒照顧者253名作為調(diào)查對象。哮喘患兒納入標(biāo)準(zhǔn)：①符合支氣管哮喘防治指南中兒童哮喘相關(guān)的診斷標(biāo)準(zhǔn)[5]；②年齡3～18歲。排除標(biāo)準(zhǔn)：①并存其他急、慢性嚴(yán)重軀體疾??；②處于哮喘急性發(fā)作期。照顧者納入標(biāo)準(zhǔn)：①為哮喘患兒的主要照顧者；②知情且簽署知情同意書；③溝通能力和閱讀理解能力良好。排除標(biāo)準(zhǔn)：①伴有嚴(yán)重的軀體、神經(jīng)系統(tǒng)器質(zhì)性疾病或精神障礙；②中途要求退出者。患兒男169例，女84例；年齡3～15(7.91±3.12)歲；病程<1年92例，1～年80例，3～5年47例，>5年34例；有過敏原196例，無或不清楚57例；1年內(nèi)哮喘發(fā)作次數(shù)：0次100例，1～2次94例，3～4次28例，5次及以上31例。照顧者男50人，女203人；年齡24～53(35.89±8.12)歲;文化程度:小學(xué)及以下6人，初中66人，高中/中專38人，大專91人，本科及以上52人。與患兒的關(guān)系：父親48人，母親198人，外/祖父母3人，其他4人。

1.2方法

1.2.1理論基礎(chǔ) 本研究以健康信念模型的理論框架為基礎(chǔ)。健康信念模型框架主要由個體的健康信念、行動的線索或意向以及行為的制約因素三大部分組成，其中個體是否產(chǎn)生健康行為主要取決于5個因素：感知易感性、感知嚴(yán)重性、自我效能、感知益處和感知障礙[12-13]。感知易感性是個體認為某種疾病給其自身帶來多大的危害，會導(dǎo)致何種后果的判斷；感知益處是個體認為采取某些特定行為后會帶來哪些受益行為的判斷；感知障礙是指個體認為在采取某種健康措施時會遇到的困難和障礙認知；感知嚴(yán)重性是個體認為罹患某種疾病會給其自身帶來多大的危害；自我效能是指個體相信自己能做出某項健康行為能力的自我評價。

1.2.2構(gòu)建條目池 結(jié)合理論模型，通過文獻回顧和小組討論，借鑒以健康信念模型編制的相關(guān)測評工具[14-15]，編制初始條目池共59個條目，包含感知易感性、感知嚴(yán)重性、自我效能、感知益處、感知障礙5個方面。條目以Likert 5級評分法進行評分，“完全不同意”至“完全同意”依次計1～5分，其中感知障礙維度得分采用反向計分法計算。得分越高表示采取相應(yīng)健康行為的信念越高。

1.2.3專家咨詢 共進行2輪專家咨詢，問卷回收率均為100%。專家按照Likert 5級評分法對條目和維度的重要性進行評價，從“很不重要”到“很重要”依次計1～5分，根據(jù)專家咨詢結(jié)果，以條目的重要性均值≥3.50且變異系數(shù)≤0.25為篩選標(biāo)準(zhǔn)。根據(jù)專家咨詢結(jié)果和建議，第1輪刪除條目12個，修改條目9個，增加條目1個；第2輪僅修改條目2個。最終得到感知易感性(8個條目)、感知嚴(yán)重性(9個條目)、自我效能(17個條目)、感知益處(7個條目)、感知障礙(7個條目)。

1.2.4預(yù)調(diào)查 預(yù)調(diào)查過程中結(jié)合訪談，在研究對象填寫完后詢問其是否能正確理解問卷內(nèi)容、是否有需要補充的內(nèi)容。發(fā)放問卷35份，回收有效問卷34份，有效回收率為97.14%。預(yù)調(diào)查問卷的Cronbach′s α系數(shù)為0.932，內(nèi)部一致性良好，根據(jù)預(yù)調(diào)查的反饋，修改了問卷部分條目的語言表述，形成照顧者預(yù)防兒童哮喘發(fā)作健康信念預(yù)測問卷。

1.2.5正式調(diào)查 本研究在2所醫(yī)院門診進行正式調(diào)查，各醫(yī)院調(diào)查員為哮喘門診的?？谱o士,共6名，調(diào)查員均經(jīng)過線上培訓(xùn)。調(diào)查員向受試者解釋本研究的目的和內(nèi)容后，利用問卷星發(fā)放問卷，問卷包括一般資料和照顧者預(yù)防兒童哮喘發(fā)作健康信念問卷。共發(fā)放問卷260份，剔除內(nèi)容不完整的無效問卷7份，回收有效問卷253份，有效回收率為97.31%。

1.2.6統(tǒng)計學(xué)方法

1.2.6.1項目分析 采用4種方法對條目進行篩選。①臨界比值法：將問卷得分進行排序，前后27%分別作為高低分組進行獨立樣本t檢驗，刪除t<3的條目[16]。②相關(guān)系數(shù)法[16]：若差異無統(tǒng)計學(xué)意義(P>0.05)或相關(guān)系數(shù)<0.4時，說明條目與量表的相關(guān)性較低，建議刪除此條目。③內(nèi)部一致性α系數(shù)[16]：去除某條目后Cronbach′s α系數(shù)的變化明顯，則該條目與其他條目的同質(zhì)性程度低。④因子分析法：共同性<0.20或因素負荷量<0.45，表示條目與共同因素關(guān)系不密切[16]。當(dāng)條目符合≥2個刪除標(biāo)準(zhǔn)時，則刪除該條目；若僅符合1條刪除標(biāo)準(zhǔn)，則由課題小組討論結(jié)合臨床實際權(quán)衡是否保留。

1.2.6.2效度分析 采用結(jié)構(gòu)效度、內(nèi)容效度來評價問卷效度。采用探索性因子分析檢驗問卷結(jié)構(gòu)效度，選擇主成分分析法和直接斜oblimin方法進行分析，在進行探索性因子前先進行KMO和Bartlett球形檢驗，確定是否合適進行探索性因子分析。在2輪專家咨詢形成預(yù)測問卷后，邀請來自廣州、深圳及上海的7名專家(其中4名參加過2輪專家咨詢)進行內(nèi)容效度評定，專家采用4級評分(1=不相關(guān)，2=弱相關(guān)，3=較強相關(guān)，4=非常相關(guān))進行條目水平的內(nèi)容效度指數(shù)(I-CVI)和問卷水平的內(nèi)容效度指數(shù)(S-CVI/Ave)計算。

1.2.6.3信度分析 采用Cronbach′s α和分半信度檢驗問卷的信度，α>0.7說明可靠性較高，相關(guān)系數(shù)≥0.8，可認為該測量達到了足夠的信度[16]。

2 結(jié)果

2.1項目分析結(jié)果 ①高低分組比較，t值4.494～22.298，均P<0.05；②本研究感知障礙維度的條目44～48與量表的相關(guān)系數(shù)<0.4，考慮刪除，其他r值0.428～0.675。③條目43、44～48刪除后，Cronbach′s α系數(shù)變化不大。④條目4、45、48的因素負荷量<0.45，條目6出現(xiàn)雙負荷0.404、0.434,條目10出現(xiàn)雙負荷0.556、0.467。結(jié)合以上4項結(jié)果，經(jīng)研究小組討論后刪除條目6、10、45和48共4個條目，保留44個條目。

2.2效度分析

2.2.1結(jié)構(gòu)效度 本研究是基于健康信念模型構(gòu)建5個維度，因此限定萃取因子數(shù)為5。經(jīng)計算，問卷的KMO為0.942，Bartlett球形檢驗χ2=8901.132(P<0.001)，符合進行探索性因子分析標(biāo)準(zhǔn)。第1次因子分析時，條目29、30和33出現(xiàn)雙負荷，予以刪除后第2次探索性因子分析顯示，KMO為0.937>0.9，Bartlett球形檢驗χ2=8224.559(P<0.001)，因子分析結(jié)果中的5個公因子能夠合理地解釋預(yù)測理論模型，累積方差解釋率為62.951%。41個條目無多重載荷。最終得到的正式問卷包括5個維度，41個條目。見表1。

表1 模型轉(zhuǎn)軸后的成分矩陣(n=253)

2.2.2內(nèi)容效度 問卷的條目水平的平均內(nèi)容效度指數(shù)為0.973；問卷水平的內(nèi)容效度指數(shù)為0.917。

2.2.3信度分析 本研究問卷總體的Cronbach′s α系數(shù)為0.947，5個維度的Cronbach′s α系數(shù)為0.814～0.963。將41個條目的研究問卷以條目奇偶分為兩組條目，這兩組條目各自的Cronbach′s α系數(shù)為0.919、0.920，兩組條目的相關(guān)系數(shù)為0.652，分半系數(shù)為0.789。

3 討論

3.1問卷編制的實用性 兒童哮喘作為一項不能根治的慢性疾病，只能通過控制病情減輕對患兒的影響。但患兒本身的認知能力和自控力有限，依賴照顧者輔助治療和協(xié)助控制哮喘癥狀[17]。然而照顧者常常因為哮喘知識缺乏和觀念誤差，導(dǎo)致幫助患兒控制病情的能力較弱[18-19]。本研究以健康信念理論模型為問卷編制的理論基礎(chǔ)[13]，感知易感性幫助了解照顧者對患兒哮喘嚴(yán)重程度的認知，感知嚴(yán)重性可以了解照顧者對患兒哮喘帶來的影響認知，感知益處可以了解照顧者對兒童哮喘控制后的益處認知，感知障礙可以了解照顧者對實施哮喘控制時遇到問題障礙的認知，自我效能可以了解照顧者對能為患兒做些什么的自我認知。從以上5個維度幫助臨床醫(yī)護人員較為全面地了解照顧者在應(yīng)對兒童哮喘時的健康信念水平，照顧者健康信念問卷得分越高代表其對患兒哮喘控制的準(zhǔn)備度越高。此外，家長往往對兒童的情況較為關(guān)心，在填寫問卷時可能會不自主有些偏頗，認為自己可以做到這種程度的工作，實則不然。因此在問卷填寫前，臨床醫(yī)護人員需向患兒家長詳細解釋問卷填寫的目的意義和方法，以便問卷得到客觀的反饋。

3.2問卷具有良好信效度 本研究問卷具有科學(xué)的理論支持，咨詢的14名專家來自與兒童哮喘有關(guān)的醫(yī)療、護理及護理教育領(lǐng)域，專家咨詢結(jié)果具有代表性。問卷編制過程中采用項目分析刪選條目并進行信效度檢驗，保證了問卷的質(zhì)量。效度可以反映測量工具是否有效地測量到了預(yù)期內(nèi)容[20]。本研究探索性因子分析提取的5個因子基本符合理論設(shè)想中的5個主要因素，各條目的因子載荷>0.45，累積方差貢獻率為62.951%，能夠合理地解釋預(yù)測理論模型。問卷水平的內(nèi)容效度指數(shù)和條目水平的內(nèi)容效度指數(shù)均>0.9，說明問卷條目在維度和內(nèi)容表達方面均得到專家的認可，內(nèi)容效度良好。信度是檢測問卷所測得結(jié)果的一致性和穩(wěn)定性，信度越高代表問卷越穩(wěn)定[20]?？紤]患者隨著就診次數(shù)的增加，可能會改變其健康信念，因此本研究未進行重測信度檢驗。本問卷總體的Cronbach′s α系數(shù)為0.947，表明問卷內(nèi)部同質(zhì)性良好，信度非常理想。各維度的Cronbach′s α系數(shù)為0.814～0.963，均大于0.8，內(nèi)部一致性佳。問卷的分半系數(shù)為0.789，說明問卷的分半信度良好。

3.3局限性 本研究在專家函詢階段咨詢了14名專家，人數(shù)偏少。研究對象僅針對醫(yī)院門診的哮喘患兒照顧者進行了問卷收集，尚未涉及社區(qū)的哮喘患兒照顧者，且未進行驗證性因子分析。未來需擴大抽樣范圍，開展驗證性因子分析，進一步開展流行病學(xué)調(diào)查，使信息更能反映哮喘患兒照顧者健康信念狀態(tài)，增強研究對象的代表性。

4 小結(jié)

本研究編制的問卷包括5個維度41個條目，經(jīng)信效度檢驗表明該問卷基本符合心理測量學(xué)要求，具有較好的信效度，可以為哮喘兒童衛(wèi)生工作者提供科學(xué)的評估工具，以明確哮喘兒童照顧者預(yù)防兒童哮喘健康信念，為個性化健康教育提供方向，以提高哮喘兒童的控制管理水平，提高治療依從性。

(本研究承蒙廣州市婦女兒童醫(yī)療中心和東莞市婦幼保健院協(xié)助調(diào)查、采集數(shù)據(jù)，廣州市番禺區(qū)第五人民醫(yī)院胡文清、佛山市第五人民醫(yī)院程彩平的支持，特此致謝！)