基于健康信念模型的青少年口腔健康行为问卷(OHBQAHBM)的编制与验证外文翻译资料

 2022-12-28 15:32:42

基于健康信念模型的青少年口腔健康行为问卷(OHBQAHBM)的编制与验证

摘要：背景 口腔健康信念是改变口腔健康行为的先决条件，尤其是在青春期。但是，很少有成熟的问卷可供青少年使用。这项研究旨在开发和验证一种使用健康信念模型评估青少年对口腔健康行为的信念的工具。方法 专家小组制定了初步的43项问卷。然后，通过分析421名香港中学生的面部有效性和因素分析结果，将项目数量减少至35，从而完成问卷调查。由2名行为科学家，2名牙医，2名学校老师和10名青少年组成的小组评估了内容的有效性。通过执行探索性因素分析（EFA）和确认性因素分析（CFA）评估问卷的结构效度。使用克伦巴赫（Cronbach）的alpha;系数，项目总相关性和组内系数来测试其可靠性。此外，为证实其适用性，使用多元回归分析和路径分析来评估HBM作为口腔健康行为和口腔卫生状况的预测指标的可能性。结果 初步分析6个维度，占总变异62.47％。基于CFA，问卷的最终版本包括35个项目，最终版本的数据很好地拟合了模型。分量表的Cronbachsalpha;系数（gt;0.7），项目总相关性（0.47–0.91）和类内系数（0.82–0.91）均高于可接受的阈值。多元回归分析和路径分析的结果证实了其预测口腔健康行为和状态的能力。结论 本研究结果表明基于健康信念模型（OHBQAHBM）的以青少年口腔健康行为调查表用于测量青少年口腔健康信念的令人满意的有效性，可靠性和适用性。该问卷可以用作衡量青少年口腔健康观念，预测青少年口腔健康行为和口腔卫生状况的工具。

关键词：问卷；青少年；与口腔健康有关的行为；验证；心理因素

背景

口腔健康是一般健康状况，这影响生活的各个方面，如咀嚼，说话，外观和社交的一个组成部分[1，2]。牙科并发症可能导致辍学和学习成绩较差[3]。口腔疾病是主要的公共卫生问题，在发达国家中是花费排名前四的疾病[2]。在某些国家，仅儿童龋齿的支出就超过了儿童口腔保健的总预算[4]。一些预防措施，例如水氟化，有助于减少龋齿的发生，但无意中增加了氟中毒的患病率和严重程度[5]。青春期是年轻人发展成年生活方式（包括口腔健康行为）的形成期[ 6]。但是，对于牙齿保健[7]的关注和指导不足，特别是在香港。例如，在香港的青少年中对使用牙线和牙科年检不重视的人数仍然相对较多[8]。

长期以来，多种理论一直被用来解释行为和健康促进的心理决定因素[9]。健康信念模式（HBM），由六个主要概念：感知敏感性，感知利益，感知严重性，感知障碍，提示因素和自我效能感，是最普遍的行为科学的模型之一[10，11]。基于HBM，口腔健康信念已被证明是改变口腔健康行为的先决条件[12]。一些研究已经证实HBM的适用性和有效性预测口腔卫生行为[11，13]。以前没有任何标准工具可以验证青少年对口腔健康行为的看法。为了提供专门针对青少年的更有针对性的口腔保健服务计划，重要的是收集有关他们对口腔保健行为的态度和信念的信息。因此，本研究旨在开发和验证一种特定的工具，即基于健康信念模型（OHBQAHBM）的青少年口腔健康行为问卷，该问卷根据HBM测量影响青少年口腔健康行为的因素。此外，我们试图探索口腔健康信念，口腔健康行为和口腔卫生状况之间的关系。

方法

伦理审查

这项研究得到了香港大学/医管局香港妇联机构审查委员会的批准（IRB HKU：UW17-348）。研究对象获得了父母的书面同意，并确保了其隐私权的保密性。参与者有权随时退出。

第一阶段：问卷的开发和试点测试

文献检索和起草

在研究之前，于2018年4月至2018年6月进行了文献检索，以鉴定在口腔健康环境中采用HBM成分的仪器。使用“口腔健康”、“健康信念模型/HBM”、“青少年”、“儿童”、“学童”、“工具的确认和开发”作为关键词搜索了Cochrane图书馆，PubMed和Google Scholar数据库。我们没有发现任何专门针对青少年设计的基于HBM的经验证的口腔健康相关量表。三位研究者(一位在开发心理测量问卷方面有丰富的经验，一位在青少年健康行为方面有专业的知识，另一位在儿童牙科方面有专业的知识)在参照类似情况下使用的问卷后起草了这份问卷[14-16]。起草的调查问卷包含43项内容，已发送给语言学专家，用以验证问卷语言是否清晰、简洁以及语法是否正确。

面孔和内容的有效性

邀请了2名行为科学家，2名牙医和2名教员组成小组，调查了与HBM相关的项目的相关性和概念范围。经过讨论，所有小组成员都同意进行一些小的修改，并从问卷中删除一项。修订后的问卷以10名青少年（12至17岁）的便利样本进行了预调查，以确保问卷的清晰度。每个人完成问卷所需的时间约为15-20分钟。鼓励这些青少年提出任何问题，并对问卷的任何部分发表评论。所有评论和建议都被认为可以消除潜在的误会。最初的版本经过专家小组的讨论和自愿青少年的评论进行了修改和确认。它包含六个子量表中的总共42个项目，包括：感知易感性（SUS 1-2），感知利益（BEN 3-10），感知障碍（BAR 11-19），提示因素（CUE 20-23），感知严重性（SEV 24–32），自我效能感（EFF 33–42）。答案选项采用五点李克特格式。SUS，BEN，BAR和CUE的项目具有以下响应选项：强烈不同意（得分1分），不同意（得分2分），中立（得分3分），同意（得分4分）和强烈同意（得分5分）点）。SEV的项目具有响应选择：不严重（得分1分），严重（得分2分），部分严重（得分3分），严重（得分4分）和非常严重（得分5分）。EFF的项目包括五种答案：不自信（得分1分），有点自信（得分2分），相当有信心（得分3分），相当有信心（得分4分）和非常有信心（得分5分）。计算每个子量表的平均分数，以代表个人对该特定领域的信念。对于每个分量表，较高的分数表示对每个领域的感受更强。

第二阶段：研究条目缩减和问卷调查

问卷设计

问卷的第1版由以下三个部分组成。第一部分包含人口统计信息（年龄和性别）；第二部分包括关于HBM结构的42项结构化问卷。第三部分包括有关口腔健康行为的三个问题。在第三部分中，要求受访者报告刷牙的频率（1.每天少于两次；2。两次或两次以上），使用牙线的频率（1.每周少于一次或从不；2.一次或一次每周再进行一次）和牙科访问（1.不定期进行牙科访问；2.每年进行一次牙科访问）。数据收集于2018年7月至2018年9月。为了进行再次信度分析，样本中有40名青少年（n=421）在两周的间隔内两次随机填写问卷。

样本量和数据收集

该问卷的第1版是针对香港的青少年进行的。样本量是根据解释性因素分析（EFA）的要求确定的。根据Kendall提出的样本含量粗略估计法，以调查指标的10~20倍确定样本量 [17]。最后，样本量计算为420个。香港的每所中学都分配了一个数字（1到113），并且按随机数表随机选择了三所学校。之后，这三所学校的所有中二学生都被分配了一个号码，并从随机数表中选择了470名学生，以期望的90％的响应率参加调查。参加正畸治疗的参与者被排除在外。最终，有421名青少年符合条件并同意参加该研究。问卷由一名研究者和一名教师自行完成，整个过程由一名研究者和一名教师监督。如果有人不理解问题,他或她可以向研究者进行提问。

临床测量

视觉斑块指数（VPI）评分[18]用于评估牙齿颊面的斑块适应性。将整个口腔的指数确定为将总分除以所检查表面的数量。两名经过培训和校准的牙医在学校进行了牙科检查。thinsp;在研究之前，对另一个青少年样本（n=27：11个男孩和16个女孩）进行了校准。考官间相互信任度的加权kappa系数值为0.87。然后，牙医在1小时后对相同的青少年进行VPI评分，以确定检查员内部可靠性。考官1的加权kappa系数值为0.94，考官2的加权kappa系数值为0.88。两个考官均显示出良好的可靠性。

构造问卷条目减少的有效性

SPSS 25.0和AMOS 22.0用于分析数据。使用EFA和验证性因子分析（CFA）检查构建体的有效性。应用具有最大旋转的主成分分析来提取因子。Kaiser-Mayer-Olkin（KMO）gt;0.6和Bartlett球形度检验（pthinsp;lt;0.05）被认为是采样充分性。并行分析进行了因子提取[17]。提取的因子使用varimax程序正交旋转。因子载荷的可接受的水平设定为0.3以上[19，20]。进行CFA评估数据和结构模型之间的一致性。使用多个拟合指数（包括卡方统计量（chi;2）对模型拟合进行评估。规范卡方（chi;2/df）;比较拟合指数（CFI）；塔克-刘易斯指数（TLI）；以及近似均方根误差（RMSEA）。CFIgt;0.90，TLIgt;0.90，RMSEA和SRMRlt;0.06表示的良好拟合（SRMRlt;0.08上可接受的）[21，22]。从概念上讲，与假设的潜在变量距离较远的指标会导致较低的负载（lt;0.5），应将其删除[13]。

第三阶段：问卷的实用性

可靠性和稳定性

最终版本问卷的可靠性使用项目总和子量表相关性和Cronbachs alpha;系数进行评估。可靠性和稳定性与总子量表得分之间的相关性lt;0.30，被认为功能不佳[20]。克朗巴赫（Cronbach）alpha;等于或大于0.70被认为是内部一致性的证据[23]。通过类内相关系数（ICC）进行重测可靠性分析来测量稳定性。ICC值介于0.75和0.90之间，大于0.90分别表示良好和出色的稳定性[24]。

预测口腔健康行为的标准有效性

为了探究最终版本问卷的以标准为导向的有效性，期望的口腔健康行为（每天刷两次或两次以上，每周一次或多次使用牙线以及定期看牙医）与HBM成分之间的关联，包括感知的易感性，感知的利益度，感知的障碍，感知的严重程度，提示因素和自我效能感通过进行多元logistic回归分析进行评估。

用于预测口腔卫生状况的结构方程模型

路径分析用于评估AMOS 22.0中HBM信念，行为和口腔卫生状况之间的因果关系。根据以往调查的建议，感知障碍，可能在预测行为，HBM最重要的作用[25，26]。在我们的模型中假设，感知的收益，感知的严重性，感知的易感性，自我效能感和提示因素可能会通过障碍影响行为。所有的信念都会对口腔健康行为产生直接影响，进而会影响青少年的口腔卫生状况（图1）。将刷牙，使用牙线的习惯和就诊方式转换为虚拟变量（1=不良行为，2=良好行为：每天刷牙两次或两次以上，每周或一次以上使用牙线，每年进行一次牙齿访视）。模型中的其他变量用作连续变量。使用具有偏差校正的95％置信区间的辅助工具对VPI的直接和间接影响进行估计。概念模型与实际数据之间的对应程度使用拟合度检验进行了评估。认为该模型非常适合数据的临界标准包括CFIgt;0.90，TLIgt;0.90，RMSEA和标准化均方根残差（SRMR）lt;0.06[22]。

图1 a.HBM通过口腔健康行为影响VPI评分的理论模型。b.路径分析的最终模型。标准化HBM变量对VPI评分的直接和间接影响分别用实线和虚线表示(*plt;0.05，**plt;0.001)。

为了便于理解，误差项和协方差没有被列出来。

研究结果

第二阶段：项目减少和问卷调查

调查问卷构成

共有421名中学生参加了这项研究。KMO值为0.88，Bartlett检验lt;0.001，足以满足全民教育的需要。表 1显示使用旋转因子分析提取了六个因子。六个因素共同占观察到的62.49％的差异。因子1占差异的24.79％，代表所有10个自我效能感量表。因子2占方差的11.91％，代表感知利益的所有项目。感知严重性子量表的项目作为因子3加载在一起，占方差的9.27％。因子4占方差的7.33％，并代表有关潜在障碍的项目。因子5占方差的5.21％，代表采取行动的提示因素。因子6

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