大学生电子健康素养与卫生服务利用的关系:横断面研究

简介

卫生知识普及和电子卫生知识普及

在过去，个人可能从书籍、杂志、报纸或小册子等书面来源获得健康信息。互联网的出现极大地改变了健康信息，互联网被广泛用于获取这些信息。然而，通过互联网收集信息所需的技能不同于从书籍和传单中收集信息所需的技能。在使用数字服务和技术时，人们不仅需要了解卫生知识，还需要有能力、资源和动力来发现、理解和评估卫生信息[1］．因此，为了全面了解人们在获取和使用健康信息方面的技能，测量电子健康素养比测量健康素养更有必要[2］．

电子卫生知识普及是卫生知识普及概念的延伸。卫生素养是指个人了解卫生保健信息并作出适当决定的能力[3.］．电子卫生扫盲，包括与卫生扫盲和数字扫盲相关的技能[1]，被定义为从电子来源寻找、发现、理解和评估卫生信息，并应用所获得的知识来解决或解决卫生问题的能力[4］．基于Nutbeam的概念[5]，电子卫生素养包括功能、互动和关键三个层次。在最基本的层面上，功能性电子卫生素养是指基本的阅读和写作技能以及健康状况和卫生系统的基本知识。交互式电子卫生素养是指可用于抽象信息并从不同形式的交流中获得意义的交流和社交技能。最高级的关键电子卫生素养建立在功能和互动素养的基础上，涉及最先进的认知技能，可用于批判性地分析信息，辨别卫生网站的质量，并利用良好的信息做出有关健康的知情决策[6，7］．

电子健康素养已成为卫生领域的重要课题。研究发现，电子健康素养高的人更有可能采取健康的行为[6，8]并表现出更好的健康责任感和自我实现能力[7］．最近，基于web的健康信息搜索行为已经改变了对卫生服务的访问以及患者和卫生保健提供者之间的关系动态[9]和电子卫生知识普及[10］．因此，本研究的目的是考察功能性、互动性和关键性电子健康素养与大学生健康服务利用的关联程度。

卫生服务利用情况

安徒生(11]提出了利用保健服务的四个相关方面，每个方面都反映了求医过程的不同方面(图1)．利用类型表明获得何种服务以及由谁提供服务(例如，医院、医生、牙医或药剂师)。医疗护理接触的地点是接受护理的地方(例如，医生办公室、医院诊所或急诊室)。访问的目的表明寻求治疗的原因，如需要预防、疾病相关或监护。访问的时间间隔可以用接触量、量或连续性度量来表示[12］．

性别已被确定为卫生服务利用的一个易受影响因素[13-16］．随着越来越多的研究在不同情况下调查性别与保健服务利用之间的关系，报告了重要的不一致之处。例如，一些研究发现，女性比男性更有可能去看医生[17]并倾向于更多地使用门诊服务[18］．研究还发现，女性认为更需要心理健康治疗[19]且使用所有服务(非正式提供者除外)的倾向均高于男性[20.］．然而，其他研究表明，患病女性寻求医疗保健的频率低于男性[21］．调查发现，女性更有可能报告在保健方面受到歧视，而接受预防性保健服务的可能性更小[22］．此外，其他研究没有发现有统计学意义的证据证明两者之间的关系[23，24］．大学生是受过教育的过渡年龄群体。就资源而言，他们处于分布的上层。以往的研究表明，教育[25]和女性的自主权[26]似乎缩小了卫生服务利用方面的性别差异。因此，我们想调查大学生在卫生服务利用的四个方面是否存在性别差异。

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电子卫生素养与卫生服务利用的关系

卫生知识有限的个人健康状况较差的风险更大。系统综述表明，卫生素养较低始终与更多的住院、更多地使用紧急护理以及较低的乳房x光检查和流感疫苗接种率有关[27］．相比之下，卫生知识普及程度提高有助于有效参与护理过程。研究表明，具备适当卫生知识的个人更有可能对护理感到满意[28]和使用预防性保健服务[29］．

基于网络的健康信息搜索行为和电子健康素养正在改变医患关系和卫生服务[9，10］．使用电子健康资源(例如，健康网站)的人比不使用电子健康资源的人更有可能为临床访问做好充分准备，提出更多相关问题，了解更多关于他们的医疗保健，并采取行动增强他们的健康[30.］．研究表明，互联网使用与医疗保健服务使用的增加以及为健康目的使用互联网的更好感知结果有关[31]，包括使用卫生服务的决定以及个人与医生沟通和要求转诊专科护理的方式[32］．此外，研究表明，电子健康素养较高的个体更有可能了解大肠癌并有大肠癌筛查史[33]以及与医生更有效的互动[34］．此外，一些研究发现，通过健康信息寻求和赋权，一组间接效应路径显示电子健康素养与医疗保健利用之间存在正相关关系[35］．然而，这些研究并没有考察电子卫生素养的三个层次对医疗服务使用的四个方面的影响。因此，本研究考察的研究问题如下:电子健康素养的三个层次与大学生健康服务利用的四个方面之间的关系是积极的还是消极的?

方法

参与者

预备调查样本

预测可以帮助作者识别对参与者没有意义的问题，以及问卷中可能导致有偏见的答案的问题。因此，进行了预测试，以开发和测试作者设计的研究仪器的充分性。采用验证性因子分析(CFA)对调查仪器的信度进行评价。简单CFA模型的合理样本量约为N=100-150 [36］．本研究以台湾一所综合性大学的240名大学生为研究对象。每位参与者邮寄了一份问卷，返回了193份可用(已完成)的问卷，有效回复率为80.4%(193/240)。

正式研究样本

本横断面研究在台湾进行。我们从9所学校招募了600名大学生参与调查。我们联系了选定学院的教师，请他们协助发放问卷。在回收的529份调查中，保留了40份无效调查(受访者未完成全部调查或给出无效答复)和489份有效调查(92.4%，489/529)。有效调查次数为>350 [37];因此，我们删除了无效的调查。在489名有效受访者(男性183名，女性306名)中，28.0%(137/489)来自台湾北部地区，22.3%(109/489)来自台湾中部地区，49.7%(243/489)来自台湾南部地区。参与者的平均(SD)年龄为21.51(4.11)岁。489名参与者中，85.3%(417/489)年龄<22岁。

调查工具

电子健康素养量表

采用蒋等人的电子健康素养量表(eHLS)评估电子健康素养[8］．采用项目分析、探索性因子分析和CFA对蒋等人的电子健康素养量表的效度和信度进行了检验，结果表明电子健康素养量表是台湾大学生功能、互动和关键电子健康素养的可靠和有效的衡量标准。12项电子健康素养评估包括功能(3项，例如基于网络的健康信息太难理解)、互动性(4项，例如关注基于网络的健康信息)和关键性(5项，例如评估基于网络的健康信息的有效性和可靠性)电子健康素养。该调查采用李克特5分制，从5分(完全同意)到1分(完全不同意)。通过项目分数除以项目总数的总和计算eHLS的平均分数，得到的分数范围从1(电子卫生素养较低)到5(电子卫生素养较高)。

采用Amos 6.0 CFA对最佳测量模型进行检验。使用最大似然估计与Amos进行分析。12项eHLS的因子负荷在0.61 ~ 0.86之间。12项eHLS的单项信度在0.38 ~ 0.74之间。

综合信度范围为0.80至0.91，每个水平提取的平均方差范围为0.57至0.66。CFA的截止值包括卡方/自由度值< 3,均方根残余(RMR)值< 0.50,一个标准化的均方根残值(SRMR) < 0.50,近似的均方根误差(RMSEA)值< 0.08,拟合优度指数(-)值> 0.90,调整后的GFI (AGFI)值> 0.90,定额的健康指数(NFI)值> 0.90,Tucker-Lewis指数(TLI)值> 0.90,相对健康指数(RFI)值> 0.90,>的增量拟合指数(IFI)值为0.90，>的比较拟合指数(CFI)值为0.90，>的简约拟合优度指数(PGFI)值为0.50，>的简约归一拟合指数(PNFI)值为0.50，>的简约比较拟合指数(PCFI)值为0.50 [38，39］．我们发现，目前的数据很好地拟合了eHLS模型，该模型分为3个层次(共12个条目)。我们用Amos进行CFA,符合指标的回顾揭示了卡方/自由度值为1.68,RMR值0.02,一个SRMR值0.40,一个RMSEA值0.06,GFI值为0.93,一个AGFI值0.90,一个NFI值0.94,TLI值为0.97,RFI值为0.92,如果值为0.97,CFI值为0.97,PGFI值为0.61,PNFI值为0.72,PCFI值为0.75。此外，卡方检验具有显著性(χ²₅₁= 85.50,P= .002)。然而，卡方统计量本质上是一个对样本大小敏感的统计显著性检验，这意味着当使用大样本时，这个统计量几乎总是拒绝模型[38，40］．

卫生服务利用量表

我们在全面检讨有关文献后，制定了医疗服务使用量表[12，23并应用概念澄清的过程。由三位专家教授预测HSUS的内容效度。它还在5名大学生中进行了预测试。它包含以下四个维度(多媒体附件1)：

1. 类型:利用各种保健服务机构的倾向(3项，如接受各种形式的医疗，如中医、西医、牙科服务)。
2. 地点:倾向于充分利用多层医疗保健系统(2项，例如，为医疗服务选择合适的地点，如医生办公室、医院诊所或急诊室)。
3. 目的:根据不同需求寻求医疗建议的能力(3项，例如，看医生进行预防保健)。
4. 时间间隔:医疗使用的频率(2项，例如，从其他医生那里获得第二意见)。

这些问题的答案采用李克特5分制，从1(从不)到5(总是)。在上述各方面得分越高，说明受访者利用各类医疗服务和多层次医疗体系的可能性越大，根据不同需求寻求医疗建议的可能性越大，门诊就医的频率和比例也越大。

当前数据与模型拟合较好，模型分为4个方面(共10项)。我们使用Amos进行CFA，发现10项HSUS的因子负荷在0.66至0.82之间。10项HSUS的单项信度在0.43至0.68之间。综合信度范围为0.72 ~ 0.77，各方面提取的平均方差范围为0.51 ~ 0.58。符合指标的回顾揭示了卡方/自由度值为2.12,RMR值0.05,一个SRMR值0.50,一个RMSEA值0.08,GFI值为0.94,一个AGFI值0.89,一个NFI值0.91,TLI值为0.92,RFI值为0.90,如果值为0.95,CFI值为0.95,PGFI值为0.50,PNFI值为0.59,PCFI值为0.61。此外，卡方检验具有显著性(χ²₂₉= 61.42,P<措施)。根据CFA的截断值[38，39]，各项指标与测量模型拟合良好。

数据分析

首先，采用同行评议的方法确认HSUS的内容效度。其次，我们使用Amos 6.0 (IBM Corp, Armonk, NY, USA)来执行CFA，以确定eHLS和HSUS的最佳测量模型。最后，采用SPSS 18.0 (IBM Corp, Armonk, NY, USA)进行分层多元回归分析。我们进行了四个层次多元回归分析，以检验卫生服务利用的四个方面的解释力。我们根据逻辑或理论考虑确定变量进入模型的顺序。因此，在步骤1中输入性别，在步骤2中输入电子卫生素养的三个级别。

道德的考虑

这项研究得到了台湾国立中山大学教育研究所的审查和批准。该研究采用了匿名问卷，符合政府机构审查委员会的豁免审查规则。问卷说明告知参与者研究目的和保密性，并表明他们有权在任何时候拒绝参与。参与者同时收到问卷和礼物;即使参与者决定退出调查，他或她仍然收到了礼物(一支笔和一个l型文件夹)。这种方法是为了公平对待每个参与者，避免礼物激励对参与者的影响，并为参与者提供补偿。

结果

电子卫生素养和卫生服务利用的描述性统计

在所有参与者中，功能性电子卫生素养的平均得分为3.66 (SD 0.70)，互动性电子卫生素养的平均得分为3.67 (SD 0.67)，关键性电子卫生素养的平均得分为3.65 (SD 0.69)，表明大学生的电子卫生素养处于中等或以上水平。

在HSUS中，类型方面的平均得分为3.36 (SD 0.75)，地点方面的平均得分为3.32 (SD 0.77)，目的方面的平均得分为3.70 (SD 0.81)，时间间隔方面的平均得分为2.37 (SD 0.80)。这一结果表明，大学生虽然不经常使用门诊，但具有一定程度的利用各种医疗服务和多层次医疗体系的能力，并能根据不同的需求接受医疗服务。

性别与卫生服务利用情况分析

在模型1的分析中(见多媒体附件2)，将男性和女性组转化为虚拟变量。我们用男性组作为参照组。多媒体附件2表明女性群体成员与卫生服务利用的目的方面呈负相关，产生2%的低解释力。然而,R²Value值非常低，几乎为零。

性别、电子卫生素养和卫生服务利用分析

当比较模型1和模型2时(见多媒体)，对4个卫生服务利用方面的解释力水平提高了6%-16%。此外,多媒体显示，在控制性别因素时，互动式和关键性电子卫生素养均与卫生服务利用的三个方面呈正相关。功能性电子卫生素养与时间间隔方面呈负相关。

讨论

主要研究结果

本研究发现台湾大学生在卫生服务利用上无性别差异。电子卫生素养与卫生服务利用之间存在统计学上的显著相关性。最后，在三个电子卫生素养水平中，功能性电子卫生素养与卫生服务利用的相关性最低。

研究发现，在健康利用方面没有显著的性别差异。值得注意的是,R²性别在目的方面的价值较低，可以忽略不计。性别和服务利用之间的关系在各个研究中并不一致。一些研究发现在利用保健服务方面存在性别差异[17-22]，而其他人则没有发现统计学上显著的证据表明两者之间存在关系[23，24］．研究样本是受教育程度和年龄限制的，特别是年轻人和大学生，他们在资源方面处于分布的上部。在一定程度上，教育可以提高个人增加现代卫生保健知识的能力，对自己的健康做出决定，并实现使用卫生服务的好处。有充分证据显示，教育是服务使用的重要因素[41，42］．因此，受教育程度和年龄限制的样本可能会缩小台湾大学生在卫生服务利用方面的性别差异。

与以往的研究一致[43-45]，本研究发现功能性电子健康素养与时间间隔方面呈负相关。功能性素养指基本的读写技能，以及理解和使用健康信息的能力[5］．缺乏功能性卫生知识会妨碍个人对个人健康、疾病和治疗的充分了解[46］．功能识字率较低的人士可能因不理解医疗指引而得不到有效的护理[44]，他们可能没有足够的解决问题的能力，或不太可能根据新信息改变自己的行为[45］．在本研究中，时间间隔越短，医疗使用频率越高。台湾的国民健康保险(NHI)制度使用第三方支付机制来支付医疗费用，使个人获得医疗服务非常方便和便宜。等待时间短或可以忽略不计是国家健康保险制度的特点。然而，全民健康保险制度也导致了医疗服务“数量”的激增和医疗费用的急剧上升。在便捷的全民健康保险制度下，缺乏电子健康功能素养的台湾大学生，可能会为了达到相同的治疗目标而频繁求医。

本研究发现，互动式电子卫生素养与卫生服务利用的类型、地点和时间间隔方面呈正相关。在台湾的NHI制度下，被保险人可以到任何NHI签约的医院、诊所、药房或医学实验室获得医疗保健。近年来，国家健康保险管理局(NHI Administration)推出了一项新的共同支付费用计划和转诊到多层医疗保健系统，以鼓励患者在当地诊所寻求基本疾病的治疗，然后在需要更高级的治疗或测试时获得转诊到地区医院或医疗中心。互动识字包括更高级的认知和识字技能，可用于积极参与日常活动，并将所接收的信息转化为自己的情况[5］．互动式卫生知识扫盲可增强一个人独立行动的能力、增强动机和提高自信[47]，从而使台湾大学生能够选择合适的医疗服务类型和地点。值得注意的是，互动健康沟通有可能改善医学实践和卫生保健系统的结构，但也可能造成伤害[48］．研究发现，15%的互联网用户表示，他们对在网上找到的大量信息感到不知所措。另有54%的互联网用户表示，他们发现的信息导致他们向医生提出新的问题，或去看另一位医生以获得第二种意见。49］．因此，互动素养高的台湾大学生可能会经常去看医生，以澄清或确认令人困惑的网络信息和他们的病情。

本研究发现，重要的电子卫生素养与卫生服务利用的类型、地点和目的方面呈正相关。台湾的全民健康保险制度不仅提供门诊服务，而且提供综合预防保健服务。综合预防保健服务的目标是提高预防保健服务的利用率，对高危和临床前病例进行早期发现和干预，将健康宣传教育、早期发现和早期治疗、医疗保健制度三个层面的预防结合起来。批判性素养包括最先进的认知技能，可以用于批判性地分析信息，并利用这些信息对生活事件和情况施加更大的控制。5］．批判性素养使个人能够评估健康问题，认识风险和益处，并为自己辩护[50]，从而使台湾大学生能够选择合适的医疗服务类型和地点。它还根据不同的需要增加了对保健服务的利用(例如，预防保健、监护护理和与疾病有关的护理)。

最后，研究发现，在三个电子卫生素养水平中，功能性电子卫生素养与卫生服务利用的相关性最低。功能性卫生扫盲很少涉及互动交流，也不向个人提供在自己的社区采取行动的技能[51］．个人获得健康信息是不够的;他们必须进一步评估并使用它来对自己的健康做出决定。因此，在功能性电子卫生素养的过程中，个人不像在交互式和批判性电子卫生素养的过程中那样深入地参与问题。另一种解释是，年龄和教育程度在功能性电子卫生素养方面发挥着相当大的作用。许多研究表明，具有功能性卫生素养的成年人更有可能更年轻，受教育水平更高[52，53］．本研究的参与者(平均年龄21.51岁)是受过高等教育的学生，这有助于功能性电子卫生素养的普及。在这个受教育程度和年龄限制的样本中，功能性电子卫生素养在三个电子卫生素养水平中与卫生服务利用的相关性最低。以往的研究也发现，功能性电子健康素养与大学生健康行为和健康促进生活方式的相关性最低[6-8］．

限制

研究样本受教育程度和年龄限制。人口特征被认为是利用卫生服务的直接因素[11，13］．然而，这项研究并没有收集社会经济地位或婚姻状况等参与者变量的信息。因此，研究结果不应被过度概括，而应根据样本的同质性来解释。此外，我们对卫生服务利用的测量在已发表的文献中没有得到验证。未来的研究应发展和构建人类健康指标。此外，本研究发现，功能性电子卫生素养仅与卫生服务利用的时间间隔方面相关。可能存在其他应予以考虑的中介变量或混淆变量，如寻求健康信息和通过寻求信息增强权能[35］．

结论

本研究的独特贡献是在电子卫生素养的三个层次与卫生服务利用的四个方面之间建立联系。在过去十年中，很少有人尝试审查电子卫生素养的其他组成部分，例如提取和批判性分析信息并利用其做出决策的能力，这应该是交互式和批判性电子卫生素养的一部分。值得注意的是，本研究发现功能性和互动性电子健康素养与时间间隔方面相关。这一发现对卫生保健提供者具有重要意义，他们应该向患者提供信息传单，帮助他们了解自己的疾病，从而减少医疗资源的浪费。鉴于在保健服务利用方面没有发现显著的性别差异，受教育程度和年龄限制的样本似乎缩小了保健服务利用方面的性别差异。性别、年龄、教育程度和卫生服务利用之间的关系值得进一步研究。