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在超负荷的医院系统中,电子健康知识正在成为促进患者自我管理的一个重要概念。然而,据我们所知,目前还没有工具可以衡量法语人群的电子卫生素养水平。电子健康素养量表(eHEALS)是一份易于管理的8项问卷(李克特5点量表,
本研究的目的是将eHEALS翻译成法语,并验证法语版本的eHEALS (F-eHEALS)。
F-eHEALS量表的验证遵循跨文化验证方法的5个步骤:双重反向翻译,专家委员会验证(n=4),测试前测量以检查项目的清晰度(n=22),通过基于网络的定量研究结合其他两份问卷(健康素养调查-欧洲- 16和患者激活测量- 13;N=328名学生),最后测试-再测试(N= 78),以检查从量表中获得的测量值的时间稳定性。
测量因素结构、内部一致性和时间稳定性的结果(类内相关系数=0.84;95% ci 0.76-0.9;
F-eHEALS与原始版本一致。它表现出足够的有效性和保真度。这种二维尺度将需要推广到法语环境中的其他人群。最后,一个将协作应用程序考虑在内的版本(例如,健康2.0;例如,数字健康素养量表)应在本研究的基础上予以考虑。
电子健康(或互联健康)是一个新兴领域,包含了各种利益相关者,例如医疗信息学、公共卫生和公司[
根据
这一领域的早期研究主要集中在
目前,有几种工具可用于评估电子卫生素养。在对卫生扫盲工具的系统审查中[
有几个原因导致我们选择在法语中验证eHEALS [
eHEALS的原始版本,由Norman和Skinner创建[
原始量表的心理测量特征在青少年样本上进行评估(N=664;平均年龄14.95岁,标准差1.24岁)。Cronbach α为0.88,重测信度为0.68 [
有几个因素与电子卫生素养相关:社会人口特征、卫生素养和对健康的承诺。研究对其与社会人口学特征(性别、教育水平和健康结果)的关系存在分歧[
与社会人口特征的关联相反,人们似乎对健康知识普及与电子健康知识普及之间的关系达成了共识[
此外,患者对健康的承诺与电子卫生素养水平之间似乎存在联系。病人对健康的承诺,也被称为
总之,以往的研究一致认同健康素养与电子健康素养之间的联系,以及患者健康激活与电子健康素养之间的联系。然而,个人的社会人口特征与电子卫生素养之间的联系似乎不那么趋同。
这项研究的目的是翻译eHEALS,它已经由Norman和Skinner开发[
翻译、改编和验证eHEALS [
这5个步骤是在2019年12月至2020年3月期间进行的。
这项研究符合1964年《赫尔辛基宣言》及其后来的修正案所规定的原则。在实验之前,参与者签署了一份网络同意书,问卷由皮卡第儒勒凡尔纳大学的研究伦理委员会验证。参与者没有因为他们的参与而获得任何经济补偿,他们同意参加这项研究。数据的匿名性、保密性和安全存储向参与者保证并得到尊重。
我们已被其作者授权翻译原始eHEALS量表[
一个由4名专家组成的委员会,其中3名(75%)是手稿的作者,包括1名(25%)神经心理学专家,1名(25%)认知心理学专家和2名(50%)其他人体工程学专家,开会审查翻译的质量,并就最佳版本达成一致。为此,他们将不同的翻译版本与英语原版进行比较,考虑到法国文化背景,并检查语言的清晰度。委员会对选定的项目作了一些小改动。在委员会的干预下,法国版本的eHEALS (F-eHEALS)成立了。委员们详细讨论了这个词的翻译问题
我们进行了预测测量,以检查项目的清晰度(即,翻译项目的明确措辞)。共有22名参与者被要求使用一份基于网络的问卷来评估这些项目(包括说明)。为了做到这一点,参与者必须阅读每个项目,并在1 (
共有344名16至33岁的学生回答了F-eHEALS,两个额外的量表(HLS-EU-Q16和PAM-13),以及关于他们的社会人口特征的问题。
这一人群是相关的,因为该工具对年轻人人群的适用性已经得到证明[
给参与者的说明解释了关于eHEALS量表翻译的研究的主要目标,并为其他问卷(即HLS-EU-Q16和PAM-13)的存在提供了一些解释:“它涉及您对您在互联网上搜索、查找和处理健康相关信息的能力的看法,您对自己健康的参与。”由于患者承诺、健康素养和电子健康素养之间似乎存在关系,我们选择在问卷中添加PAM-13和HLS-EU-Q16来测量并发效度。
每位参与者都必须通过电子验证同意这项研究,才能获得问卷。首先,参与者填写了有关他们的年龄、性别、教育水平和教育领域的信息,以及一个与他们的健康状况有关的问题。然后,他们被要求完成F-eHEALS, HLS-EU-Q16 [
相对于其他保真指数,测试-再测试稳定性是衡量量表度量质量的最佳指标[
F-eHEALS,类似于诺曼和斯金纳开发的eHEALS的原始版本[
的
PAM-13 [
使用SPSS (version 22;IBM公司)。这项研究的所有数据都是开放获取的[
为了验证这些指标是否适合进行因子分析,我们采用了Kaiser-Meyer-Olkin (KMO)和Bartlett球度检验。KMO值接近1被认为是理想的,Bartlett球度检验的统计显著性结果表明相关矩阵不是单位矩阵。采用多元正态性检验(Mahalanobis distance of Mahalanobis)确保数据的正态性。如果马氏最大值小于临界值,则存在多元正态性。然后,我们使用主成分分析(方差旋转;Kaiser准则>1),这是一种多元相互依赖技术,允许相关变量和潜在结构的测量被确定。要进行这种分析,需要最小的统计能力。头发等[
项目间相互关系的分析可以评估比额表的内部一致性。要度量这个构造,元素必须充分相关(
构念效应使得验证构念与文献中确定的变量之间的联系成为可能[
在测试前测量中评估项目清晰度(n=22;平均年龄38.47岁,SD 8.44岁;范围26-63年),没有一个F-eHEALS项目评分<4 (
在344名回应该量表的参与者中,我们排除了15名(4.4%)参与者:7名(47%)参与者不是学生,8名(53%)参与者年龄为>35岁,因此被认为会导致年龄偏见的风险,1名(7%)参与者没有表示同意。因此,95.3%(328/344)的参与者(平均年龄21.22岁,SD 2.7岁;274/328, 83.5%为女性;52/328, 15.9%为男性;2/328, 0.6%是非二元的)符合步骤4的条件。受访者的特征详情载于
在回复问卷的344名参与者中,170名(49.4%)参与者同意重新联系进行重新测试。在这170名参与者中,84人(49.4%)回答了问卷。在84名参与者中,有6名(7%)参与者必须被排除在外,因为他们的身份不允许与第一次测试的联系人数据库建立联系。因此,93%(78/84)的参与者被纳入了复测。我们样本的时间稳定性为(类内相关系数=0.84;95% ci 0.76-0.9;
Bartlett球度检验有显著性(N=328;
对主要因素的分析得到了4479的特征值。前2个因子是基于Kaiser准则提取的,因为它们有一个特征值>1。仅第一个因素(项目)就解释了所分析的8个项目总方差的57.72%。因此,前2个因素(项)解释了总特征值方差的71.54%。在
对初始量表的因子结构进行检查,发现有两个因子轴(
第一项对应于“我知道如何找到有用的卫生资源在互联网上,“第二项对应于“我知道如何利用互联网来回答我的健康问题,”3项指的是“我知道卫生资源都可以在互联网上,“第四项指的是“我知道在哪里可以找到有用的卫生资源在互联网上,“和第五项对应于“我知道如何使用卫生信息我发现在互联网上帮助我
回转前后主成分因子分析a、b.
项 | 回转前的主成分分析 | 旋转后的主成分分析 | ||
|
因子1 | 因子2 | 因子1 | 因子2 |
1 |
|
−0.36 |
|
0.12 |
2 |
|
−0.31 |
|
0.21 |
3. |
|
−0.27 |
|
0.23 |
4 |
|
−0.13 |
|
0.32 |
5 |
|
0.03 | 0.65 | 0.45 |
6 | 0.66 | 0.58 | 0.24 |
|
7 | 0.61 | 0.66 | 0.16 |
|
8 | 0.66 | 0.13 | 0.48 | 0.46 |
一个方差占=71.54%。
b克伦巴赫α= .89。
c分数> - 0.7用斜体表示。
分析相关矩阵后(
按项目进行描述性统计(N=328)。
项 | n (%) | 意思是(SD)一个 | 范围 | Interitem相关性 | 原始项目间相关性,(Norman和Skinner [ |
1 | 328 (100) | 3.31 (1.06) | 1 - 5 | 0.69 | 0.68 |
2 | 328 (100) | 3.25 (1.14) | 1 - 5 | 0.78 | 0.70 |
3. | 328 (100) | 3.32 (1.11) | 1 - 5 | 0.78 | 0.68 |
4 | 328 (100) | 3.53 (1.06) | 1 - 5 | 0.71 | 0.76 |
5 | 328 (100) | 3.48 (1.07) | 1 - 5 | 0.71 | 0.73 |
6 | 328 (100) | 3.22 (1.19) | 1 - 5 | 0.59 | 0.63 |
7 | 328 (100) | 3.72 (1.08) | 1 - 5 | 0.53 | 0.55 |
8 | 328 (100) | 2.34 (1.03) | 1 - 5 | 0.57 | 0.51 |
一个总平均值(SD)=26.16(6.61)。
F-eHEALS评分与HLS-EU-Q16评分呈显著正相关(
这项研究的目的是将eHEALS翻译成法语,并在学生群体中验证F-eHEALS。本研究的结果验证了它的翻译和改编,允许我们提出一个法国版本的验证eHEALS量表(
翻译过程突出了从英语翻译到法语的复杂性。虽然翻译的内容必须与原文保持一致,反映项目的真实含义,但它也必须适应目标人群的语言和文化。在双重反向翻译过程中,专家委员会对术语进行了讨论,具体来说,
使用内部一致性和时间稳定性来测量F-eHEALS的保真度。内部一致性采用Cronbach α评价,时间稳定性采用置信度指数评价。在我们的研究中,内部一致性(Cronbach α=.89)根据Nunnaly [
巴特利特球度检验显著,KMO采样精度指标可以用优秀来形容。这些结果表明,项目之间的相关性是良好的质量,从而合法化的因素分析。此外,由于目前的样本包括328名参与者,这是正确的,统计力量被认为是充分的[
构念效度突出了2因素(或2D)结构。尽管这与一些研究相矛盾[
我们发现第8项的载客率有问题。在项目负荷分析中,项目8为旋转前的第一个因子;但是,第8项在旋转后跨越了2个因素。该分析与意大利语翻译和旋转前的验证是一致的[
根据语言的不同,第8项可以在第一个[
衡量每个潜在因素的平均分似乎更合适,而不是总体得分。然而,考虑到某些项目的不稳定性,衡量总分似乎更有意义。此外,对每个因素打分可能会影响比较和标准化,大多数研究使用的是总分。考虑到这些适应症,我们建议在未来使用F-eHEALS时计算每个因素的得分和总体得分。
本研究中2因素模型所解释的方差与其他语言的类似验证研究相比也相对较高[
项目的表示质量(即项目是否被结构的维度很好地表示)被判断为优秀,因为所有项目都显示了>0.45的分数。因此,我们决定保留ehealals的转换和验证中的所有项。原始eHEALS量表项目间相关性的均值[
本研究有一定的局限性。首先,就影响电子卫生素养的重要因素而言,我们的样本非常同质,因为出于实际原因,它完全由年轻成年学生组成。此外,该量表适用于不同类别的个人,如老年人[
最近,由于社交网络、论坛等交互式应用程序的发展(健康2.0)帮助人们交流他们的健康,电子健康素养需要被视为一种更广泛的技能[
出于实际原因,这项研究是在年轻成年学生中进行的,这使我们能够提出第一个电子健康素养量表,该量表在法语社区的保真度和F-eHEALS的有效性方面得到验证。这种二维尺度将需要推广到法语环境中的其他人群。最后,应在本研究的基础上考虑一个考虑交互式应用的版本(即健康2.0和DHLI量表)。这种规模的价值似乎更有意义,因为电子保健的需求从未像近年来那样大,而且在未来可能会更大,特别是由于电子保健技术的使用越来越多。我们希望这项研究将使其他作者能够在法国背景下开展电子卫生扫盲领域的研究。
Vallerand描述的步骤[
法国版电子健康素养量表项目(和说明)的清晰表述,由22名志愿者外行判断。
受访者特征的细节(N=328)——社会人口学特征、健康状况、健康素养水平和电子健康素养水平。
使用卡特尔抽样检验对特定项目分值进行方差解释。
法语版电子卫生素养量表的项目间相关矩阵。
法国版电子卫生素养量表。
数字健康扫盲仪
电子健康素养量表
法国版电子卫生素养量表
欧洲卫生知识普及调查16
Kaiser-Meyer-Olkin
患者激活措施- 13
该项目由欧洲区域发展基金、Evolucare和
没有宣布。