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)國家重點(diǎn)實(shí)驗室

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)人文社會科學(xué)學(xué)院

健康素養(yǎng)系個體獲取、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、了解疾病，難以實(shí)現(xiàn)對醫(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《“健康中國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，降低社會成本。因此，一個能客觀、全面且準(zhǔn)確測評健康素養(yǎng)的工具是開展此類研究的前提。

隨著健康素養(yǎng)領(lǐng)域得到國內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注，用于測量公眾的健康素養(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，編制了適用于評估亞洲國家公眾健康素養(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)。我國學(xué)者多使用國家衛(wèi)生健康委員會制定的“全國居民健康素養(yǎng)監(jiān)測調(diào)查問卷”，隨著對健康素養(yǎng)研究的深入，陸續(xù)有學(xué)者研發(fā)了針對特殊人群的健康素養(yǎng)評估工具［11-13］。

目前課題研究中多傾向于多維度、多條目的測評工具，力爭全面化評估受測者的臨床或心理特質(zhì)，但隨之應(yīng)用，冗長的工具也出現(xiàn)了一定的不足：問卷中題目過多，使得受訪者作答時間較長，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］。而簡短版量表則能較大程度上規(guī)避以上弊端，同時縮減問卷填寫時間，利于推廣受訪人群與應(yīng)用領(lǐng)域。此外，簡短的健康素養(yǎng)評估工具可被納入患者就診評估等評估問卷，快速篩查出健康素養(yǎng)有限的群體，便于實(shí)施針對性的健康教育，評估干預(yù)效果［8，15］。

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

1 對象與方法

1.1 研究對象

“中國家庭健康指數(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23個省和5個自治區(qū)的省會、4個直轄市，并用隨機(jī)數(shù)字表法在每個省、自治區(qū)的非省會地級行政區(qū)中各抽取2～6個城市，共120個城市。每個城市至少招募1位調(diào)查員或1支調(diào)查團(tuán)隊。調(diào)查員需基于“2021年第七次全國人口普查結(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。“中國家庭健康指數(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國籍；（3）中國常住人口（年外出時間≤1個月）；（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）了解問卷每個條目所表達(dá)的含義。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）意識不清、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)倫理委員會倫理審查（JNUKY-2021-018）。“中國家庭健康指數(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對象，最終納入7 449份數(shù)據(jù)，并隨機(jī)分成2個樣本集，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)測量的HLS-SF12分為3個維度，分別是衛(wèi)生保健、疾病預(yù)防、健康促進(jìn)，共12個條目，采用4級評分（1=非常困難，2=困難，3=容易，4=非常容易），使用公式計算標(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。計算公式為HL指數(shù)=（平均值-1）×（50/3），其中平均值是每個個體所有參與項目的平均值，1是平均值的最小可能值（此時指數(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)，施測時采用漢化后的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個維度，每個維度含4個條目，共12個條目。量表選項從“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，用于測評家庭健康功能，由WANG等［19］漢化翻譯。該量表分4個維度，共10個條目。題項為“非常不同意”至“非常同意”（1～5分），其中第6、9、10題為反向計分?？偭勘淼梅衷礁弑硎炯彝ソ】邓皆胶谩１狙芯恐性摿勘碓跀?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 簡化方法

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

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

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

（3）CITC法根據(jù)量表的內(nèi)部一致性篩選條目，通過計算總量表或單個維度的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維度的Cronbach's α系數(shù)有明顯升高，表明應(yīng)當(dāng)刪除，因為該條目的存在會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，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 項目分析理論（item response theory，IRT）的簡化方法——Mokken模型［24］，Mokken模型屬于非參數(shù)項目反應(yīng)理論，與參數(shù)項目反應(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”包對健康素養(yǎng)量表全量表進(jìn)行分析，包括對所有條目的單維性檢驗、局部獨(dú)立性檢驗、單調(diào)性檢驗。

（1）利用自動項目選擇算法（automated item selection procedure，AISP）檢驗量表單維性，AISP實(shí)施時，從c=0開始，到c=0.55結(jié)束，步長0.05。當(dāng)c值越大時，如果測驗是單維的，可能會出現(xiàn)以下3個階段：絕大部分或全部條目合并為1個量表；形成1個容量較小的量表；形成1個或幾個小量表，同時許多項目被刪除［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：項目對（Hij）、項目（Hi）和量表（Hs）。同質(zhì)性系數(shù)H值越高，測驗所得總分對被試潛在特質(zhì)的排序越準(zhǔn)確，Mokken依據(jù)自身經(jīng)驗，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，量表不合格；當(dāng)0.3≤H＜0.4時，量表的準(zhǔn)確程度較弱；當(dāng)0.4≤H＜0.5時，量表的準(zhǔn)確程度中等；當(dāng)H≥0.5時，量表的準(zhǔn)確程度強(qiáng)［27］。

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

（4）檢驗每個項目的單調(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)值作為評價標(biāo)準(zhǔn)，當(dāng)以上3個指標(biāo)等于0時，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，違背單調(diào)性假設(shè)；當(dāng)40≤Crit≤80時，應(yīng)按照條目內(nèi)容和量表使用目的考慮是否刪除；當(dāng)Crit＜40時，則可認(rèn)為該條目基本滿足單調(diào)性，個別違反單調(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)計分析、驗證性因子分析、CTT精簡條目、Mokken模型精簡條目、驗證性分析等分析方法。為了保障簡版量表的有效性，以及避免出現(xiàn)樣本量不足造成的研究能力降低的情況，本研究對研究需要的最低樣本量進(jìn)行了計算［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型錯誤概率α為0.05，此時實(shí)現(xiàn)95%的統(tǒng)計功效需要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。

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

在利用數(shù)據(jù)集1檢驗了HLS-SF12的各心理測量學(xué)指標(biāo)后，分別利用CTT和IRT的方法簡化其條目，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)行驗證性分析。在探索性分析的基礎(chǔ)上，對得到的簡版量表進(jìn)行驗證性分析，分為地板和天花板效應(yīng)檢驗、信度檢驗和效度檢驗簡版量表。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)的簡版量表與2個相關(guān)概念的相關(guān)性，進(jìn)行實(shí)證效度檢驗。根據(jù)數(shù)據(jù)類型，使用Pearson相關(guān)檢驗計算相關(guān)性。為檢驗簡版量表與完整版量表所測內(nèi)容的一致性程度，本研究利用RStudio中的“l(fā)pSolve”和“irr”包計算ICC，ICC可以反映測量之間的相關(guān)程度和一致性。ICC的評價標(biāo)準(zhǔn)為：當(dāng)ICC＜0.50時，被解釋為一致性差；當(dāng)0.50≤ICC＜0.74時，被解釋為一致性中等；當(dāng)0.75≤ICC≤0.90時，被解釋為一致性好；ICC＞0.90時，被解釋為一致性優(yōu)秀［35］。

2 結(jié)果

2.1 研究對象的社會人口學(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)計細(xì)節(jié)見表1。

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

2.2 完整版量表的心理測量學(xué)檢驗

基于數(shù)據(jù)集1的數(shù)據(jù)，對HLS-SF12的心理測量學(xué)指標(biāo)進(jìn)行驗證性因子分析，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)典測量理論的條目精簡：首先，采用項目間殘差相關(guān)法進(jìn)行項目分析，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，說明這幾個條目對本維度的解釋力在每個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對量表進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)刪除每項后的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刪除。

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，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），因此量表中沒有對應(yīng)的條目需要刪除。

綜上所述，運(yùn)用4種經(jīng)典測量理論的方法對HLSSF12進(jìn)行精簡，結(jié)果表明條目3、條目5和條目11在項目間殘差相關(guān)法中考慮刪除，因此將這3個條目刪除，形成1個9條目的三維簡版量表?；诮?jīng)典測量理論簡化后的健康素養(yǎng)量表（HLS-SF9）共包括9個條目：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：首先，對HLSSF12進(jìn)行Mokken模型分析。利用AISP檢驗量表單維性，從c=0開始，到c=0.55結(jié)束，步長設(shè)置為0.05。結(jié)果表明，AISP當(dāng)c設(shè)置在0～0.55時，均只能得到1個維度，且所有項目在該維度中。

然后，計算量表的各同質(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，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項有6個標(biāo)記，第2項和第8項各有4個標(biāo)記，第10項有1個標(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個條目，分別是條目1、條目3、條目5、條目7。

隨后對這4個條目進(jìn)行單調(diào)性檢驗，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模型簡化后的健康素養(yǎng)量表（HLS-SF4）共包括4個條目：條目1、條目3、條目5、條目7。

2.4 驗證性分析

2.4.1 天花板和地板效應(yīng)檢驗：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，利于信度的測量。

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

2.4.2 信度驗證：使用數(shù)據(jù)集2檢驗兩個簡化后的健康素養(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

2.4.3.1 結(jié)構(gòu)效度：在數(shù)據(jù)集2中對HLS-SF4進(jìn)行Bartlett球形檢驗和KMO度量。HLS-SF4的Bartlett球形檢驗值為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個特征根大于1的因子，從CTT的角度驗證了其單維性，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HLS-SF9的9個條目進(jìn)行驗證性因子分析（圖2），HLS-SF9的驗證性因子分析模型適配指標(biāo)的檢驗結(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，模型整體適配度的卡方值就會隨著樣本數(shù)增大而顯著增大，這時只需要考慮其他重要指標(biāo)，而這個指標(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 測量內(nèi)容一致性：基于數(shù)據(jù)集2，本研究分析了兩個簡化版健康素養(yǎng)的效標(biāo)效度。HLS-SF9對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，即兩個精簡后的量表與完整版量表所測量的內(nèi)容有高度一致性。

3 討論

3.1 量表簡化過程和結(jié)果的合理性

HLS-SF12運(yùn)用主成分分析法進(jìn)行簡化，在亞洲6個國家/地區(qū)的驗證結(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)檢驗顯示HLS-SF12對亞洲健康素養(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。

以往簡化的研究中常用經(jīng)典測量理論和Mokken模型這兩個理論模型。一方面，CTT是歷史悠久、發(fā)展時間長、應(yīng)用最廣、最為人們熟知的一種心理測量學(xué)理論［43］，其將測驗觀察分?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)分度等十幾個參數(shù)的計算公式，建立了完善測驗方法體系，明確了測驗標(biāo)準(zhǔn)化程序，使整個測驗過程更加客觀、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)概念和估計方法，提倡的標(biāo)準(zhǔn)化技術(shù)能有效控制測量過程中產(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化為28個項目，且信效度檢驗結(jié)果顯示簡化版量表可用性強(qiáng)。另一方面，IRT的測驗?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，建立了被試對項目的反應(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)域中的施測情況［46］。而Mokken模型是非參數(shù)項目反應(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)項目反應(yīng)理論模型的不足［47］。對所有項目進(jìn)行Mokken模型分析后可以將不符合理論假設(shè)的項目加以刪除或修改，進(jìn)一步提高量表的質(zhì)量［48］，WANG等［49］和WU等［50］使用Mokken模型分別簡化了新的一般自我效能感量表和領(lǐng)悟社會支持量表，信效度良好，可應(yīng)用于實(shí)踐領(lǐng)域。

在簡化前，本研究使用驗證性因子分析對數(shù)據(jù)集1中原量表的結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行驗證，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)典測量理論的量表簡化過程中，本研究還根據(jù)4種常用于項目分析的經(jīng)典測量理論的方法對健康素養(yǎng)量表進(jìn)行精簡，其中每個維度中有一個條目在項目間殘差相關(guān)性中考慮刪除，將其刪除后形成1個9條目的簡版量表（HLS-SF9）。

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

以經(jīng)典測量理論和Mokken模型為基礎(chǔ)開展簡化工作，得到了兩個精簡后的版本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。信度檢驗表明，兩個簡版量表信度良好。然而，HLS-SF9的各信度優(yōu)于HLSSF4。在結(jié)構(gòu)效度檢驗中首先進(jìn)行了Bartlett球形檢驗和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證HLS-SF4的簡化結(jié)構(gòu)，經(jīng)過主成分分析提取出1個特征根大于1的公因子，結(jié)果符合Mokken模型分析中AISP所檢驗的量表單維結(jié)構(gòu)的前提假設(shè)；對HLS-SF9則采用驗證性因子分析，結(jié)果顯示其三維模型的各項適配指標(biāo)均為優(yōu)秀，說明9條目的簡版量表被劃分為三個維度是合理的。值得一提的是，兩個簡版量表是采用兩種不同的結(jié)構(gòu)效度驗證方式檢驗量表結(jié)構(gòu)，這有兩個原因：一是利用經(jīng)典測量理論簡化條目時，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模型簡化條目時，打破了原有的維度，合并成單一維度，且簡化后保留的條目只涉及前兩個維度。實(shí)證效度檢驗的結(jié)果顯示，HLS-SF9以及HLS-SF4均具有較好的實(shí)證效度。測量兩個精簡后的量表與完整版量表的ICC指數(shù)，結(jié)果表明所要測量的內(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)，和原量表的測量內(nèi)容一致性更高，而HLS-SF4條目少，各項因子載荷量更高，因此保留兩個精簡版本均具有合理性。研究人員可根據(jù)各自研究的情況選擇更具有針對性的測評量表，如首要目的是獲得更精確的測量結(jié)果，則可以采用HLS-SF9；若首要目的是縮短整體問卷作答時間（如在大型橫截面調(diào)研項目中，可通過犧牲精度以獲得更精簡的問卷量），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“謠言”的關(guān)鍵工具［51］。本研究使用全國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)生成兩個樣本群，相互驗證研究結(jié)果。精簡后的健康素養(yǎng)量表條目相較于國內(nèi)的常用的評估問卷，條目數(shù)量少、作答時間短、作答難度較低，更適宜測評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)格遵守了量表簡化的理論原則，但仍存在一定局限性。例如本研究選擇全國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，做簡化版量表的有效性與穩(wěn)定性驗證工作；在多領(lǐng)域?qū)嶋H運(yùn)用中，也需要更多的適應(yīng)性驗證與調(diào)整。

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

作者貢獻(xiàn)：孫小楠、陳珂進(jìn)行文章的構(gòu)思與設(shè)計，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、吳一波對文章整體負(fù)責(zé)，監(jiān)督管理。

本文無利益沖突。