兒童環(huán)境健康知識和技能問卷的漢化及信效度分析

苗康康，陳勤

（鄭州大學(xué)護(hù)理與健康學(xué)院，河南 鄭州 450001）

兒童環(huán)境健康（children’s environmental health，CEH） 是指兒童時(shí)期環(huán)境暴露是對兒童時(shí)期和整個(gè)生命周期的健康和發(fā)展造成的影響[1-2]。 研究表明，兒童目前健康素養(yǎng)水平有待提高， 這說明兒童對危害健康的因素了解不足[3]。 護(hù)生作為未來提供護(hù)理服務(wù)的主力軍，是未來健康教育的重要儲備力量，對維護(hù)兒童健康擔(dān)負(fù)著重要的社會責(zé)任。 因此有必要將兒童環(huán)境健康相關(guān)內(nèi)容納入護(hù)生的培養(yǎng)體系中，使護(hù)生掌握評估和預(yù)防家庭、 工作場所和學(xué)校中的環(huán)境暴露的相關(guān)知識， 提升其為兒童和家庭提供環(huán)境健康咨詢和教育的技能[4-5]。 目前國內(nèi)尚無測量護(hù)生兒童環(huán)境健康知識與技能的專用工具，因此引進(jìn)相關(guān)的測評工具也是很有必要的。 Cristina 等[6]開發(fā)了兒童環(huán)境健康知識問卷和兒童環(huán)境健康技能問卷，以其良好的信效度且適用于評估護(hù)生兒童環(huán)境健康知識及技能水平[7]。 2 個(gè)問卷均具有較好的信效度，目前尚無中文版本， 因此本研究的目的是將2 個(gè)問卷翻譯成中文，并檢驗(yàn)其心理學(xué)特性，以期為我國護(hù)生提供適合的兒童環(huán)境健康知識及技能水平測評工具。

1 對象與方法

1.1 研究對象 根據(jù)研究中樣本量大小為條目數(shù)的10～20 倍，以保證問卷結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定性[8]，本研究采用便利抽樣方法，于2020 年12 月—2021 年1 月便利選取河南省某高校的316 名本科護(hù)生作為研究對象。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）全日制護(hù)理本科生；（2）知情同意，自愿參加本研究。 排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）調(diào)查期間不在校的護(hù)生；（2）不能理解問卷或者不能完成問卷者。

1.2 研究方法

1.2.1 研究工具

1.2.1.1 一般資料調(diào)查表 為自行設(shè)計(jì)， 內(nèi)容包括年級、年齡、性別、民族、家庭住址等。

1.2.1.2 兒童環(huán)境健康知識問卷 兒童環(huán)境健康知識問卷（Children’s Environmental Health Knowledge Questionnaire，CHEHK-Q）由Cristina 等[6]開發(fā)，該問卷用于測量護(hù)生對相關(guān)知識的掌握程度， 在308 名西班牙的本科護(hù)生中進(jìn)行了信效度評價(jià)， 原始版本的條目信度為0.98，分離指數(shù)為7.45；受試者信度為0.70，分離指數(shù)為1.53。 兒童環(huán)境健康知識問卷為單維問卷，在歐洲得到了較為廣泛應(yīng)用[9-10]。由26 個(gè)條目組成，包含真、假和不知道3 類選項(xiàng)，最高得分是26 分。 得分等級[6]分為：優(yōu)秀（＞90%正確答案）、非常好（80%～89%），良好（60%～79%）和掌握不充分（40%～59%），以及掌握較差（＜39%）。

1.2.1.3 兒童環(huán)境健康技能問卷 兒童環(huán)境健康技能 問 卷 （Children’s Environmental Health Skills Questionnaire ，CHEHS-Q） 也是由Alvarez-Garcia等[6]開發(fā)，用于評估護(hù)生技能掌握程度，在308 名西班牙的本科護(hù)生中進(jìn)行了信效度評價(jià)[9]。 原始版本的條目信度為0.87，分離指數(shù)為2.62；個(gè)體信度為0.76，分離指數(shù)為1.79。 兒童環(huán)境健康技能問卷為單維問卷。 ChEHS-Q 包含12 個(gè)條目，采用Likert 5 級評分，從完全不一致到完全一致記從1～5 分，最高得分為60 分。 第2、第4、第6、第8、第11、第12 項(xiàng)為反向計(jì)分條目。 得分等級[6]從優(yōu)秀（＞90%感知技能）到非常好（80%～89%）、良好（70%～79%）、技能不足（50%～69%）到技能較差（＜49%）。

1.2.2 量表漢化和調(diào)試 本研究者通過電子郵件聯(lián)系作者Alvarez-Garcia 并獲得授權(quán)， 然后根據(jù)Brislin的[11]翻譯指南進(jìn)行翻譯和文化調(diào)適。（1）翻譯：由2 名精通中英文的譯者翻譯成中文。 1 名是從事多年護(hù)理英語教學(xué)的副教授， 另1 名為有愛爾蘭留學(xué)經(jīng)歷的護(hù)理學(xué)碩士。 翻譯人員評估了2 個(gè)翻譯版本之間的一致性，并與研究團(tuán)隊(duì)成員進(jìn)行討論，得到了問卷翻譯版A。 （2）回譯：由2 名從未接觸過原問卷并熟練掌握中英文的譯者，將問卷翻譯版A 回譯成英文。其中1 人為英語語言文學(xué)副教授，另1 人是在香港就讀的護(hù)理學(xué)博士。我們比較了2 個(gè)譯本，分析了它們的異同點(diǎn)，得到問卷回譯版，并反饋給原作者以供驗(yàn)證。 （3）文化調(diào)試：不同文化語境下的語言表達(dá)習(xí)慣存在差異， 因此對翻譯量表進(jìn)行文化調(diào)試是必要的步驟[12]。本研究邀請8 名專家參與研究。專家具體一般信息見表1。 專家們根據(jù)自己的專業(yè)理論知識和臨床經(jīng)驗(yàn)， 分別從表達(dá)清晰度、 內(nèi)容相關(guān)性、概念等值性等方面對問卷進(jìn)行獨(dú)立評價(jià)。所有條目都被單獨(dú)評估，模糊和/或復(fù)雜的部分被改寫。 （4）預(yù)調(diào)查：便利選取15 名護(hù)生進(jìn)行預(yù)調(diào)查，以確定問卷的可理解性、語義相關(guān)性。 完成調(diào)查后，收集并記錄護(hù)生的意見，進(jìn)一步完善問卷?xiàng)l目，形成中文版兒童環(huán)境健康知識與技能問卷初稿。

表1 文化調(diào)試、內(nèi)容效度專家咨詢一般信息

1.2.3 資料搜集方法 調(diào)查共分2 個(gè)階段。 （1）從2020 年12 月選取樣本1（n=299）完成中文版兒童環(huán)境健康與技能問卷調(diào)查，進(jìn)行問卷信度分析、分離指數(shù)分析、條目-個(gè)體擬合程度、模型擬合度、閾值分析。（2）從2021 年1 月，招募樣本2（n=31）再次完成兒童環(huán)境健康和技能問卷來評估重測信度。

1.2.4 假設(shè)檢驗(yàn) 通過殘差主成分分析評估問卷的單維性，分別對2 個(gè)問卷進(jìn)行分析，首因子標(biāo)準(zhǔn)化殘差特值范圍在（1.4，2.1）之間，則能證明該問卷是單維內(nèi)容或特質(zhì)主導(dǎo)的測驗(yàn)[13]。 殘差分析中所有的殘差相關(guān)絕對值≤0.3，證明問卷的局部獨(dú)立性成立[14]，可以用Rasch 模型分析。

1.2.5 信度檢驗(yàn) 通過信度指數(shù)分析和分離指數(shù)分析評價(jià)問卷的整體質(zhì)量[15]，條目信度表示條目在施測于其他樣本時(shí)，難度排序是否相同，個(gè)體信度表示相同被試者在完成類似測驗(yàn)時(shí)，個(gè)體排名是否相同[16]；分離指數(shù)表示問卷對被試群體被測潛在特質(zhì)的區(qū)分能力。 計(jì)算2 次測評所得總分的Pearson 相關(guān)系數(shù)，用于評估問卷的重測信度[16]。

1.2.6 效度檢驗(yàn)

1.2.6.1 內(nèi)容效度 本研究采用條目內(nèi)容效度指數(shù)（item-content validity index，I-CVI）和量表內(nèi)容效度指數(shù)（scale-content validity index，S-CVI）來評價(jià)問卷的內(nèi)容有效性。 本研究成立了由8 名專家組成的專家組，（成員組成同文化調(diào)適專家） 評價(jià)問卷內(nèi)容效度。專家納入標(biāo)準(zhǔn)為：熟悉問卷研究領(lǐng)域及問卷漢化流程，中級職稱及以上。請每位專家對每項(xiàng)內(nèi)容從1（不相關(guān)）到4（絕對相關(guān)）打分[17]。

1.2.6.2 結(jié)構(gòu)效度 運(yùn)用Rasch 模型對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析時(shí)，通常將項(xiàng)目難度水平平均值設(shè)定為0，以便比較。 Rasch 分析通過條目圖（Item map）將個(gè)體能力（θ）與條目難度（β）放到同一尺度中進(jìn)行比較[18]。 通常用未加權(quán)均方擬合統(tǒng)計(jì)量（Outfit Mean SquareOutfit MNSQ）和加權(quán)均方擬合統(tǒng)計(jì)量（Infit Mean SquareInfit MNSQ）作為模型擬合度指標(biāo)[19]。 2 個(gè)均方擬合統(tǒng)計(jì)量的取值范圍均介于0 到正無窮。 理想值為1， 意味著實(shí)際數(shù)據(jù)與模型完全擬合。 除上述分析外，兒童環(huán)境健康技能問卷采用Likert 5 級評分，因此還需要通過閾值分析確定問卷的選項(xiàng)設(shè)置是否合理。各選項(xiàng)的未加權(quán)均方擬合統(tǒng)計(jì)量應(yīng)＜2.0，相鄰的選項(xiàng)閾值參數(shù)之間最少要相距0.81 個(gè)Logists[20]。

1.2.6.3 組別比較 將樣本按年級特征分組， 比較不同年級本科護(hù)生兒童環(huán)境健康知識與技能水平。均數(shù)的兩兩比較用LSD 法。

1.2.7 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用雙人錄入數(shù)據(jù)并核對，運(yùn)用jMetrik 4.1.1 和Mplus 8.8.6 統(tǒng)計(jì)分析軟件分別進(jìn)行殘差主成分分析和驗(yàn)證性因子分析的殘差相關(guān)來檢驗(yàn)問卷的單維性和各條目之間的獨(dú)立性。 運(yùn)用jMetrik 4.1.1 軟件進(jìn)行了Rasch 基本模型分析及評定量表模型（Rating Scale Model，RSM）分析，驗(yàn)證問卷的心理計(jì)量特征。 評定量表模型與Rasch 模型的假設(shè)和參數(shù)相同，除此之外，該模型還可以通過潛在特征的閾值位置來分析選項(xiàng)設(shè)置是否合適。 采用SPSS 22.0 進(jìn)行計(jì)量資料采用（均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差）進(jìn)行描述，P＜0.05 表示差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

1.2.8 倫理考慮 本研究基于2013 年赫爾辛基宣言中概述的原則進(jìn)行[21]，并獲得鄭州大學(xué)倫理委員會的批準(zhǔn)（批準(zhǔn)號：ZZUIRB2021-71）。所有研究對象自愿參與本研究。在整個(gè)研究過程中，研究對象的隱私會得到嚴(yán)格保密。

2 結(jié)果

2.1 一般資料 本研究共發(fā)放問卷316 份，回收有效問卷299 份，測評問卷有效回收率94.3%。 在參與此次調(diào)查的299 名護(hù)生中，女273 名，男26 名；2018級135 名，2019 級92 名，2020 級72 名。樣本1 包括273 名女生和26 名男生，年齡19～23（20.25±0.84）歲， 樣本2 括29 名女性和2 名男性， 年齡19～23（19.23±0.80）歲。 省內(nèi)290 名，省外9 名。

2.2 信效度檢驗(yàn)

2.2.1 假設(shè)檢驗(yàn) 兒童環(huán)境健康知識問卷的首成分殘差特征值是1.980，技能問卷的首成分殘差特征值是1.640， 均在合理范圍內(nèi)；2 個(gè)問卷的驗(yàn)證性因子分析的殘差分析絕對值均＜0.3； 說明2 個(gè)問卷的單維性與局部獨(dú)立性均成立， 適合依據(jù)項(xiàng)目反應(yīng)理論進(jìn)行分析。

2.2.2 信度分析

2.2.2.1 信度與分離指數(shù) 兒童環(huán)境健康知識問卷的條目信度為0.975，分離指數(shù)為6.187；個(gè)體信度為0.808，分離指數(shù)為2.050。 技能問卷的條目信度為0.926，分離指數(shù)為3.538；個(gè)體信度為0.915，分離指數(shù)為3.270。說明2 個(gè)問卷能依據(jù)不同護(hù)生的兒童環(huán)境健康知識與技能水平進(jìn)行適當(dāng)?shù)姆诸悺?/p>

2.2.2.2 重測信度 兒童環(huán)境健康知識問卷的重測信度值為0.917，技能問卷的重測信度值為0.952，證明2 個(gè)問卷均具有較好的跨時(shí)間穩(wěn)定性。

2.2.3 效度分析

2.2.3.1 內(nèi)容效度 兒童環(huán)境健康知識問卷的條目內(nèi)容效度0.875～1.000，問卷整體內(nèi)容效度為0.960；技能問卷各條目與問卷整體內(nèi)容效度均為1.000，說明2 個(gè)問卷均具有較好的內(nèi)容效度。經(jīng)專家討論分析后，技能問卷的條目6 中“in playgrounds”原譯為“操場中”， 經(jīng)專家根據(jù)我國文化背景建議將其修改為“兒童玩耍場所中”。 條目12 修改為：“我覺得自己無法評估和處理兒童在醫(yī)院環(huán)境中面臨的環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)”。修改后形成的中文版兒童環(huán)境健康知識與技能的條目符合中國文化背景及語言表達(dá)習(xí)慣， 語意清晰。

2.2.3.2 條目圖 所示知識問卷的條目的難度大約被分為4 個(gè)Logits 值， 個(gè)體的知識水平也大約被分為4 個(gè)Logits 值，條目難度與被試能力大致對應(yīng)，見圖1。 技能問卷的條目被分為8 個(gè)Logits 值，個(gè)體技能被分為6 個(gè)Logits 值， 條目中各選項(xiàng)的難度與不同個(gè)體的技能水平相對應(yīng)，見圖2。

圖1 兒童環(huán)境健康知識問卷?xiàng)l目圖

圖2 兒童環(huán)境健康技能問卷?xiàng)l目圖

2.2.3.3 模型擬合度 兒童環(huán)境健康知識問卷的各條目的加權(quán)均方擬合均值為0.990（0.760～1.130）；未加權(quán)均方擬合的均值為1.040， 條目10 未加權(quán)均方擬合值為1.630，略超于理想范圍，其余條目的未加權(quán)均方擬合值0.810～1.290。 Rasch 模型計(jì)算了條目的難度，0 為平均難度。 知識問卷的難度范圍-2.460～1.470，從負(fù)到正，說明問卷適用于不同知識水平的護(hù)生。 技能問卷的各條目的加權(quán)均方擬合均值約為1.000（0.800～1.360），未加權(quán)均方擬合值均值約為1.010（0.840～1.360）。技能問卷的難度范圍是-0.480～0.610，說明在該范圍內(nèi)問卷可以對護(hù)生的兒童環(huán)境健康技能進(jìn)行適當(dāng)?shù)膮^(qū)分。

2.2.3.4 閾值分析 兒童環(huán)境健康技能問卷采用Likert 5 級評分，因此需要通過閾值分析確定問卷的選項(xiàng)設(shè)置是否合理[20]。 選項(xiàng)平均閾值在-3.680～3.900之間，隨著選項(xiàng)等級的遞進(jìn)逐漸升高，且相鄰選項(xiàng)間平均量度遞增幅度均＞0.81，且較為均勻，說明兒童環(huán)境健康技能問卷的Likert 5 級計(jì)分方式較為符合項(xiàng)目和被試的整體分布。選項(xiàng)的擬合度良好，所有選項(xiàng)的未加權(quán)均方擬合值與加權(quán)均方擬合值均＜2。 見表2。

表2 兒童環(huán)境健康技能問卷閾值參數(shù)

2.3 不同年級比較 將護(hù)生按不同年級進(jìn)行分組，比較其兒童環(huán)境健康知識與技能得分情況，見表5。結(jié)果顯示， 不同年級護(hù)生兒童環(huán)境健康知識得分比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.001）。 不同年級護(hù)生兒童環(huán)境健康知識得分有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.001）。組間均數(shù)的多重比較結(jié)果顯示： 兒童環(huán)境健康知識總分上，2018 級、2019 級護(hù)生得分均高于2020 級護(hù)生，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.001）。

表5 不同特征護(hù)理本科生兒童環(huán)境健康知識得分情況比較（±S，n＝299）

表5 不同特征護(hù)理本科生兒童環(huán)境健康知識得分情況比較（±S，n＝299）

注：P1 為3 組護(hù)生得分比較結(jié)果；P2 為3 組護(hù)生兩兩比較結(jié)果

項(xiàng)目兒童環(huán)境健康知識得分兒童環(huán)境健康技能得分年級①2018②2019③2020①2018②2019③2020人數(shù)135 92 72 135 92 72得分16.840±4.672 15.550±5.597 12.740±5.344 36.070±7.419 35.050±7.792 33.970±8.650 F 15.003 1.729 P1＜0.001 0.179年級①VS②①VS③②VS①②VS③③VS①③VS②①VS②①VS③②VS①②VS③③VS①③VS②P2 0.066 0.000 0.066 0.001 0.006 0.001 0.337 0.067 0.337 0.381 0.067 0.381

3 討論

3.1 兒童環(huán)境健康知識與技能問卷具有良好的信度 在本研究中，問卷的信度通過重測信度、個(gè)體和條目的信度和分離指數(shù)進(jìn)行評價(jià)。 重測信度是評價(jià)測量工具跨時(shí)間穩(wěn)定程度的指標(biāo)。 使用同一問卷重復(fù)測量所得的結(jié)果一致性越高， 該工具的跨時(shí)間穩(wěn)定性越好。 一般認(rèn)為，2 次測量結(jié)果的Pearson 相關(guān)系數(shù)r＞0.7，可認(rèn)為工具的穩(wěn)定性高。本研究中，兒童環(huán)境健康知識與技能問卷的重測信度分別為0.917和0.952； 說明2 個(gè)問卷具有較好的跨時(shí)間穩(wěn)定性。 條目與被試者的分離指數(shù)，表示試題與被試的結(jié)果在潛在特質(zhì)上分布的精確性[22]。 一般而言，信度指數(shù)＞0.8，分離指數(shù)＞2，表明問卷質(zhì)量良好[23-24]，2個(gè)問卷在Rasch 模型分析中的條目與被試的信度和分離指數(shù)均在理想的范圍之內(nèi)， 說明2 個(gè)問卷能夠較為準(zhǔn)確地測量出護(hù)生的兒童環(huán)境健康知識和技能水平， 并對個(gè)體的不同水平進(jìn)行適當(dāng)?shù)呐判颉?/p>

3.2 兒童環(huán)境健康知識與技能問卷具有良好的效度 問卷的結(jié)構(gòu)效度通過殘差主成分分析、 模型擬合度分析、難度分析等來驗(yàn)證。2 個(gè)問卷殘差主成分分析結(jié)果顯示， 首成分殘差特征值均在1.4～2.1，說明2 個(gè)問卷均符合單維性假設(shè)； 驗(yàn)證性因子分析的殘差相關(guān)分析顯示各條目的殘差相關(guān)絕對值均≤0.3，這說明2 個(gè)問卷均符合IRT 分析的基本假設(shè)。 各問卷中各條目內(nèi)容效度＞0.78，總量表內(nèi)容效度＞0.90，說明問卷的內(nèi)容效度較好[25]。 條目內(nèi)容效度為0.875～1.000，量表內(nèi)容效度為0.960；技能問卷各條目的各條目與問卷整體內(nèi)容效度均為1 說明問卷具有良好的內(nèi)容效度。 在條目擬合分析中，2 個(gè)均方擬合值范圍在0.7～1.3 區(qū)間則認(rèn)為擬合度較理想[22]。均方擬合值介于0.5～1.5 被認(rèn)為是可接受的[26]。各條目的模型擬合結(jié)果顯示：在知識問卷中，條目10 的未加權(quán)擬合均方值為1.630，略高于可接受范圍，但條目10 在條目圖中的表現(xiàn)是正常的， 因此我們認(rèn)為應(yīng)該保留該條目；在技能問卷中，條目12 的2 個(gè)擬合值均1.360，在可接受的范圍之內(nèi)。其他條目的擬合指數(shù)均在理想的范圍之內(nèi)， 說明數(shù)據(jù)與模型擬合程度較好。 2 個(gè)問卷的難度進(jìn)行分析，知識問卷的難度范圍是-2.460～1.470，由負(fù)到正，由圖1 可以看出多數(shù)條目都有相應(yīng)的被試與之對應(yīng)，說明知識問卷難度處于中等水平；技能問卷的難度范圍是-0.480～0.610，由圖2 可知，不同難度的條目均有被試者與其對應(yīng)。 綜上，2 個(gè)問卷的難度設(shè)置較為恰當(dāng)。 適用于評價(jià)不同水平護(hù)生的兒童環(huán)境健康知識與技能。 2 個(gè)問卷的內(nèi)容效度良好，說明2 個(gè)問卷各條目與其所測量的核心概念之間聯(lián)系較為緊密。

3.3 中文版兒童環(huán)境健康知識與技能問卷的實(shí)用性及可行性 兒童健康是全球高度關(guān)注的衛(wèi)生問題之一， 也是衡量一個(gè)國家社會進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要指標(biāo)[27]。 兒童發(fā)育早期接觸污染會對細(xì)胞和組織造成持久傷害，增加兒童患病風(fēng)險(xiǎn)，甚至?xí)φ麄€(gè)生命周期產(chǎn)生影響[28]。WHO 調(diào)查表明全世界近150 萬5 歲以下兒童死亡是由于環(huán)境中的物理、 化學(xué)和生物危害導(dǎo)致的，占所有兒童死亡總數(shù)的26%[29]。 不良環(huán)境因素會增加兒童患病風(fēng)險(xiǎn)， 而且也將加重社會疾病負(fù)擔(dān)，加大社會治理成本[30]。 WHO 呼吁衛(wèi)生保健提供者應(yīng)該能夠識別、評估、預(yù)防和處理兒童與環(huán)境有關(guān)的疾病[29]。 目前，國內(nèi)護(hù)理領(lǐng)域有關(guān)兒童環(huán)境健康的研究很少，故而對這方面的關(guān)注也少。護(hù)生是未來健康教育的重要儲備力量， 對維護(hù)人民健康擔(dān)負(fù)著重要的社會責(zé)任。 通過了解護(hù)生目前在兒童環(huán)境健康方面存在的不足， 可以有針對性制定相應(yīng)的培訓(xùn)方案或策略。 而引入有效的測量工具是測量護(hù)士兒童環(huán)境健康知識與技能水平和構(gòu)建培訓(xùn)方案的基礎(chǔ)。 本研究在本科護(hù)生樣本中驗(yàn)證了中文版兒童環(huán)境健康知識與技能問卷具有良好的信效度， 說明2 個(gè)問卷可對河南某高校護(hù)生兒童環(huán)境健康知識技能進(jìn)行初步測量，并確定護(hù)生現(xiàn)存的薄弱環(huán)節(jié)。由于2 個(gè)問卷沒有復(fù)雜的句子和計(jì)算，可以在10 min 內(nèi)完成，具有較好的適用性和可操作性。

3.4 兒童環(huán)境健康知識與技能問卷的可靠性及科學(xué)性 作為值得信賴的專業(yè)人員， 護(hù)士可以通過向個(gè)體或社區(qū)提供的環(huán)境健康指導(dǎo)， 幫助其加強(qiáng)對導(dǎo)致疾病的共同環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)以及如何避免此類接觸的認(rèn)識從而改善個(gè)體或社區(qū)的健康結(jié)局[31-33]。本研究結(jié)果顯示， 在3 個(gè)年級護(hù)生的兒童環(huán)境健康知識與技能得分比較中， 不同年級護(hù)生兒童環(huán)境健康知識水平總分差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.001）；大二、大三年級護(hù)生兒童環(huán)境健康知識得分高于大一。 3 個(gè)年級的兒童環(huán)境健康技能水平差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05）。分析原因可能是大二、大三護(hù)生已系統(tǒng)學(xué)習(xí)內(nèi)科護(hù)理學(xué)、外科護(hù)理學(xué)等專業(yè)課程，對疾病的環(huán)境誘發(fā)因素了解較多，大一階段主要開設(shè)基礎(chǔ)護(hù)理學(xué)、人體解剖學(xué)等基礎(chǔ)課程。 另外，3 個(gè)年級的兒童環(huán)境健康技能沒有明顯差異，這可能與3 個(gè)年級的護(hù)生尚未進(jìn)入臨床實(shí)習(xí)，與患者溝通交流機(jī)會較少，健康教育實(shí)踐較少有關(guān)。 綜上所述，本科護(hù)生在兒童環(huán)境健康知識與技能有待提高，本研究依據(jù)項(xiàng)目反應(yīng)理論對中文版兒童環(huán)境健康知識和技能問卷進(jìn)行了心理計(jì)量學(xué)分析，2 個(gè)問卷擬合度良好，條目難度與護(hù)生知識與技能水平分布合理，整體質(zhì)量較好。 未來可在其他城市的護(hù)生群體中驗(yàn)證工具的信效度后，即可以作為評價(jià)我國護(hù)生的兒童環(huán)境健康知識與技能水平的工具。

4 本研究局限性及未來研究方向

本研究存在一些局限性。目前的樣本量較小，且僅限于一所高校的護(hù)理本科生， 未來的研究需要在中國其他高校招募更多具有代表性護(hù)生進(jìn)行驗(yàn)證。其次，本研究方法采用自評問卷形式，可能存在潛在的報(bào)告偏倚， 未來的研究可以運(yùn)用客觀的測評方法聯(lián)合評估。另外，可依據(jù)問卷的測量結(jié)果制定提升護(hù)生兒童環(huán)境健康知識及技能水平的培訓(xùn)方案， 以確保未來的護(hù)士能夠發(fā)現(xiàn)和預(yù)防兒童生存環(huán)境中的風(fēng)險(xiǎn)。 本研究引進(jìn)和漢化兒童環(huán)境健康知識及技能問卷，旨在引起護(hù)理教育者對提高護(hù)生的公共衛(wèi)生護(hù)理方面能力的重視，并將兒童環(huán)境健康納入護(hù)生的培養(yǎng)體系中，增強(qiáng)護(hù)理體系中的預(yù)防功能，促進(jìn)護(hù)理人才培養(yǎng)體系的全面發(fā)展。