家長健康素養干預效果的研究

校欣瑋 顧榮芳

［摘 要］ 家長健康素養的普及和提升是兒童健康事業的重要內容，對家長健康素養干預的具體行動依賴于有效的研究證據。本研究采用元分析法對23篇家長健康素養干預研究文獻進行分析。結果發現，已有研究能夠證明干預可以提高家長的健康素養，但各研究的干預效果存在異質性，孩子所處年齡段、國家地區、干預周期、干預內容是導致異質性的主要因素，而具體干預形式的影響不大。已有研究對心理健康領域、農村和低社會經濟地位家長關注不足，研究質量也有待提高。建議后續研究將對心理健康領域的家長健康素養干預與兒童發展的確定性規律松綁，將準專業人員納入對低社會經濟地位家長干預的人員范疇，對家長健康素養的干預需考慮客觀條件和成人的學習規律。

［關鍵詞］ 家長健康素養；家庭教育；家長干預

一、問題提出

近年來，我國兒童的營養不足狀況有所改善，死亡率下降，體質健康水平不斷提升，但受生活方式轉變、全球危機、氣候變化等因素的影響，兒童健康面臨著新的挑戰。一方面，超重肥胖、用眼過度、睡眠不足、心理健康等問題日益突出；[1]另一方面，流行病感染風險在增加。[2]這些健康問題昭示著兒童健康事業需要堅持從以疾病治療為主向以疾病預防為主、從保生存向促發展不斷推進。

“健康素養”（health literacy）一詞最早由美國學者西蒙茲（Simonds）于1974年提出，他建議將提高健康素養作為健康教育的政策目標。[3]世界衛生組織（World Health Organization，簡稱WHO）將健康素養定義為“個人用以維持和促進健康的獲取、理解和使用信息的動機和能力，是一種認知和社交技能”。[4]由此可知，健康素養大致可以分為獲取、理解、應用健康信息的能力三個層面。

近年來，提升家長健康素養也開始成為兒童健康事業的重要發展內容。2021年，《中國兒童發展綱要（2021—2030年）》（以下簡稱《新兒綱》）和《健康兒童行動提升計劃（2021—2025年）》都將提高兒童照護人健康素養納入主要目標，充分肯定了家長健康素養的戰略價值。不少實證研究也發現，家長較高的健康素養與兒童哮喘得到良好控制有關，而較低的健康素養與兒童哮喘控制不佳、高就診率和住院率有關；[5]家長的低健康素養還與患兒血糖控制不良、[6]兒童腎病綜合征的高復發率和低治愈率、[7]慢性腎病的惡化[8]有關；家長低口腔健康素養與兒童產生齲齒等結果有關。[9][10]還有研究揭示了家長的綜合健康素養與兒童健康行為（健康飲食、口腔護理、體育鍛煉）之間的關系。[11]總而言之，家長的健康素養對于兒童的健康狀況、健康行為、生活質量的改善有積極的價值。

近年來，在《家庭教育促進法》《新兒綱》《健康兒童行動提升計劃（2021—2025年）》等政策法規的號召下，我國家長健康素養的普及和提升開始受到重視，但提高家長健康素養需要組建人力隊伍、耗費財政經費以及平衡各項工作，必須考慮效率和效果，否則就會造成公共資源的浪費。本研究試圖考察已有家長健康素養干預是否具有良好效果，并探究哪些因素導致了干預效果的差異，總結有效干預經驗。這需要處理兩方面問題：一是需保證干預結果已經得到科學驗證，具有真實性、可靠性；二是需解決干預方案效果差異較大甚至相悖時的效果評價問題。系統評價（systematic review）是可以解決上述問題的適用方法，它通過全面收集符合納入標準的所有相關研究，并逐個進行嚴格評價和分析，必要時進行定量合成的統計學處理，得出綜合且可靠的結論。[12]本研究采用定量的系統評價方法——元分析（meta？鄄analysis）開展研究。具體研究內容包括以下四點：一是梳理已有家長健康素養干預研究的特征；二是呈現家長健康素養干預在提高家長健康素養方面的整體效果；三是探究導致干預效果異質性的因素；四是對家長健康素養干預提出可行建議。

二、研究方法

（一）文獻檢索方法

本研究對國內外電子數據庫進行了檢索，包括PubMed、ProQuset、EBSCO、ERIC、Cochrane、中國知網、萬方數據等。進入21世紀以來，諸如教育、農業、安全防御等領域都開始強調基于證據的決策，故2000年后各領域的研究愈發注重研究設計的科學性和研究結果的可靠性。在健康領域，以2000年WHO將推廣健康素養作為新的健康促進戰略的重要組成部分為標志，健康素養在2000年之后開始受到廣泛關注。[13]因此，本研究將文獻發表時間區間設定為2000年1月1日至2022年8月11日（開始檢索文獻的日期）。

文獻檢索利用布爾邏輯檢索法，采用AND（*）和OR（＋）操作符進行主題詞（或題關摘）檢索。本研究主要考察家長健康素養的干預方案，為了盡可能篩選出符合條件的文獻，研究將主題詞進行了必要的分解和近義詞轉換，如將“家長健康素養”分解為“家長AND健康素養”。初次檢索沒有通過NOT（－）操作符排除綜述類研究，這是因為這類研究的參考文獻中可能存在本次元分析所需要的研究。故在主題詞檢索后，本研究對相關主題的綜述類研究進行保留，并檢索它們的參考文獻。另外，本研究在篩選出符合納入標準的研究后，也對這些研究的參考文獻一并進行檢索。

（二）文獻納入標準

系統評價需要針對研究設計類型、研究對象、干預措施和對照措施、文獻發表類型和形式、文獻語種等方面制訂納入標準。[14]本研究的文獻納入標準包含以下9個方面：（1）研究類型為隨機對照實驗和前瞻性隊列研究；（2）干預對象為未成年人家長或家長健康素養干預的實施者、組織者；（3）樣本量不低于30；（4）對干預方案有詳細且清晰的介紹；（5）報告至少12周的隨訪結果；（6）利用了可靠工具對家長健康素養的前后變化進行評估，且對不同組別的評估方式進行統一；（7）文獻形式包括但不限于學術期刊文章、專著章節、會議論文、學位論文；（8）文獻語種限制為中文或英文；（9）文獻發表時間區間為2000年1月1日至2022年8月11日。

需要說明的是，本研究選取的文本中接受干預的對象為未成年人家長，而不僅局限于某一幼兒年齡段，這是考慮到干預途徑、干預形式等方面并不易受到兒童年齡影響，針對嬰兒、幼兒、青少年家長的干預措施相互具有參考價值。當干預對象為孕產婦時，如果干預內容是針對兒童出生之后的健康素養，則項目依然保留，但若出現不適宜所有年齡段兒童家庭的干預措施則不納入本研究范疇。此外，家長健康素養干預可能是針對某一特定疾病患兒家長，這些干預也被本研究接受。這主要是因為，一方面，由于多數特定疾病也是常見的兒童健康問題，如肥胖、哮喘、腹瀉等，這些針對具體健康問題的預防、識別和護理能力也屬于本研究健康素養范疇；另一方面，這些研究的干預內容雖然針對疾病，但在干預途徑、形式等方面的經驗依然可以進行遷移和應用。

（三）文獻偏倚風險評價

如果元分析納入的原始研究質量低，偏倚風險高，而元分析未對原始研究的方法學質量進行正確評價，研究得出的結果和結論就可能是錯誤的。因此，對原始研究進行正確的質量評價對保證元分析得出正確的結論至關重要。[15]本研究利用Cochrane系統評價的“偏倚風險評估”工具對最終保留的隨機對照實驗研究進行偏倚風險評估，評價條目包括隨機分配方法、分配方案隱藏、盲法、結果數據的完整性、選擇性報告研究結果和其他偏倚來源。此外，Newcastle？鄄Ottawa Scale（NOS）有分別針對隊列研究和病例對照研究的評價標準，本研究利用隊列研究的NOS評價標準對最終保留的前瞻性隊列研究進行偏倚風險評估，評價條目包括研究對象選擇、組間可比性、結果測量。[16]

（四）數據提取

數據提取是元分析撰寫過程的重要步驟。元分析的結果和結論是基于納入研究的原始數據的，本研究需要提取的數據包括：文獻基本信息（文獻名稱、作者、發表年代等）、被試特征（兒童患病情況、兒童年齡段、家庭社會經濟地位等）、干預特征（實施機構、干預形式、干預周期等）、研究特征（研究類型、偏倚風險等）、結果分析（評估內容、評估工具等）。

三、研究結果與分析

（一）文獻篩選結果

本研究通過主題詞檢索共確定23 477篇文獻，通過閱讀標題和摘要，篩選出可能符合納入標準的文獻2 021篇。研究同時對主題詞檢索出的系統評價類研究的參考文獻進行檢索，通過閱讀標題和摘要，增加文獻12篇。通過對2 033篇文獻全文的閱讀，研究排除不符合納入標準的文獻2 010篇，篩選出符合納入標準的文獻23篇，但有1項研究由于失訪率過高取消了干預后的隨訪與調查，因而該文獻被剔除。研究進一步對保留文獻的參考文獻進行審查，增加符合納入條件的文獻1篇。最終共有23篇文獻納入此次元分析。（見圖1）

（二）偏倚風險

由于納入本研究的文獻均采用隨機對照實驗，因此研究統一使用Cochrane系統評價中的“偏倚風險評估”工具對每一研究的各評估條目進行評價，并對各項研究和所有納入研究的總偏倚情況進行總結。（見表1、圖2）整體而言，多數研究具有高偏倚風險，部分研究具有不確定的偏倚風險和低偏倚風險，需考慮不同偏倚風險的研究對整體結果的影響，故本研究在后續分析中將偏倚風險作為調節變量之一。

（三）干預情況匯總

根據提取的數據，本研究對納入的文獻進行編碼。編碼主要從被試特征、干預特征、研究特征、結果變量四個塊面展開。被試特征的編碼內容和規則如下。（1）兒童患病情況（IfD）：一般兒童為ND，特定疾病患兒為D。（2）兒童年齡段（Age_C）：胎兒與嬰幼兒（＜3歲）為I，3歲以上學前兒童為Y，學齡兒為T，如果涉及多個年齡段，則用“+”將不同年齡段編碼整合，如當兒童年齡段為6個月至5歲，則用“I+Y”表示；未報告年齡段為UC。（3）家庭社會經濟地位（SES）：社會經濟地位高為H，社會經濟地位低為L，不同社會經濟地位家庭都有為B，未報告社會經濟地位為UC。（4）被試家庭所在國家（L）：根據報告結果的名稱編碼。（5）被試家庭所在地區（U/R）：城市地區為U，鄉村地區為R，城鄉均有為B，未報告為UC。

干預特征的編碼規則如下。（1）干預實施機構（A）：學術機構為A，醫療與保健機構為M，社區為C，學校或幼兒園為S，若涉及多個機構合作，則用“+”將不同機構編碼整合。只有當這些機構負責招募、培訓干預者，實施具體干預措施等工作時才作為干預實施機構納入本次編碼，僅提供被試招募、干預場地的機構不被納入。（2）干預形式1（On/Off）：線上干預為On，線下干預為Off，兩種形式均有為B，未報告為UC。（3）干預形式2（G/I）：集體干預為G，一對一干預為I，兩種形式均有為B，未報告為UC。（4）干預周期（D）：一周以內為1W-，一周至一個月為1M-，一個月至半年為6M-，半年以上為6M+。（5）干預內容（T）：生理健康主題為P，心理健康主題為M。

研究特征的編碼規則如下。（1）研究類型（S）：隨機對照實驗研究為RCT，前瞻性隊列研究為PCS。（2）研究偏倚風險（B）：高風險為H，低風險為L，不確定風險為UC。

結果分析的編碼規則如下。健康素養能力層面（O）：獲取層面為G，理解層面為U，應用層面為A。

由于所有文獻均為隨機對照實驗，且偏倚風險已在前文報告，故本研究對除研究特征以外的其他三個部分進行編碼。（見表2）

納入本研究的23篇文獻均為期刊上發表的隨機對照實驗研究，其中有17篇英文期刊，6篇中文期刊。這些研究分別于中國大陸及臺灣地區（8篇）、新西蘭（1篇）、土耳其（2篇）、伊朗（1篇）、英國（2篇）、挪威（1篇）、美國（6篇）、巴基斯坦（1篇）和黎巴嫩（1篇）開展。

由于部分研究中有多個干預組，可組成多個干預—對照組別（表2、表3中用字母a、b、c表示不同干預—對照組），故23篇研究實際驗證了30種干預方案的效果。被試特征方面，這些干預中有21項針對一般兒童的家長，9項針對特定疾病患兒的家長；有14項干預針對胎兒和0～3歲兒童的家長，6項針對3歲以上學齡前兒童，4項針對學齡兒童，6項針對多個年齡段兒童。在家庭社會經濟地位方面，大多數干預都包含了不同社會經濟地位的家庭，但有7項干預主要針對低社會經濟地位家庭，包括貧困地區的家庭、文化受限的少數族裔家庭等。這30項干預中，有19項在城市開展，5項在農村開展，6項不確定。其中中國的干預有9項，僅有兩項在農村開展和關注低社會經濟地位家庭——均為哈里森（Harrison）團隊針對河南農村艾滋患兒家庭開展的干預。[40]

干預機構方面，大多數干預由學術機構主持（15項），其次是醫療保健機構（8項），學術機構和社區合作開展的干預有3項，學術機構和醫療與保健機構開展的有3項，學校或幼兒園開展的僅有1項研究涉及。中國的干預多由醫療保健機構開展（5項），3項由學術機構開展，僅有1項為合作開展，合作機構為醫療保健機構與學校/幼兒園。干預周期方面，有7項干預的周期短于1周，有3項周期為一周到一個月，有12項為一個月到半年，8項干預周期長于半年。在中國開展的干預每個周期時長均有涉及。干預內容方面，大多數干預聚焦生理健康（23項），包括特定生理疾病的護理、生理器官系統的保健等；7項研究關注心理健康，包括親子關系建立、家庭環境創設等。中國的研究多關注生理健康（7項）。

干預形式方面，有10項為線上干預，16項為線下干預，4項結合了線下和線上干預；有12項為集體干預，15項為一對一干預，3項結合了集體和一對一干預。中國的干預方案中，有5項為線下干預，2項為線上干預，2項結合了線上線下干預；有8項為集體干預，1項為一對一干預。

具體干預形式主要包括數字化干預、一對一面談、線下小組活動、提供指導手冊。其中，有10項研究采用了數字化干預，包括利用社交軟件推送消息及線上交流、為家長提供特定網頁訪問權限。有12項研究采用線下小組活動模式，包括組織家長或助產士開展講座、情景模擬教育活動、同伴分享活動等，以及組織家長和兒童進行親子游戲活動。有8項研究采用了一對一干預，包括家庭訪問、就醫時進行有針對性的健康教育。此外，提供手冊也是常見的干預方式，有的研究在控制組就通過提供手冊來開展常規健康教育，有的研究則在干預組額外提供了手冊，這些手冊的內容基本都是依據權威資料編制而來的。

結果指標不僅包括家長健康素養相關內容，還涉及家長養育壓力、兒童生長發育和行為習慣等內容。本研究主要考察不同方案對家長健康素養的干預效果，故僅保留與家長健康素養相關的結果指標。經整理統計發現，大多數干預方案評估了家長理解（24項）、應用（18項）健康養育信息的水平，而評估獲取健康養育信息水平的研究較少（1項），在中國開展的干預也主要考察了理解和應用能力層面的結果。

（四）干預的合并效應量

本研究將各項干預結果轉化為具有可比性的效應量（ES），統計的效應量均統一采用cohens d值。當一項研究有多組干預配對方式時，則將其一一羅列，單獨分析結果。若一對干預控制組存在多項同一能力層面的結果（如通過兩個指標評估理解能力），則取這些結果的均值。若一對干預控制組考察了不同能力層面的結果，則分別記錄結果。由于暫時、即時的效果并不是干預實施和本次元分析的關注焦點，在有多次隨訪的研究中，本研究僅統計最后一次隨訪結果。由于布魯姆（Broome）的研究缺少相關數據，[41]故沒有對其進行效應量計算。研究最終獲得41條效應量。

研究在合并統計量之前對研究結果進行異質性檢驗。Q檢驗發現，研究間存在異質性（Q=571.608，P≤0.10），異質性可能是由各研究在被試特征、干預特征、研究特征以及結果變量上存在的差異導致的，故使用隨機效應模型（random effect model）計算合并效應量。（見表3）

根據科恩（Cohen）的標準，cohens d值以 0.2、0.5、0.8 為小、中、大效應的起始值。[42]由表3可知，大多數干預（19項）對家長健康素養的效應量達到0.2，報告大效應、中效應、小效應結果的干預分別有11項、2項和6項，另有9項干預對家長健康素養的效果不明顯。具有最大效應的研究是古羅普爾（Gürhopur）在土耳其針對癲癇患兒家長開展的線下一對一課程，[43]拉菲揚-科帕伊（Rafieyan？鄄Kopaei）在伊朗針對4月齡嬰兒母親開展的關于母乳喂養與輔食添加的線上干預也產生了較大的效應。[44]從41條研究結果來看，效應量區間為-0.125至3.710，26條達到小效應以上水平；所有研究結果的合并效應量為0.738，達到了中效應水平。

在各能力層面，僅有1項干預報告了獲取能力維度的結果，且干預效應為小效應。由于有研究包括多個干預組，22項干預報告了理解能力維度的結果，其中6條無效應，5條小效應，1條中效應，10條大效應；18項干預報告了應用能力維度的結果，有9條無效應，1條小效應，3條中效應，5條大效應。

（五）異質性分析

由于各項研究的干預效果存在異質性，即使合并效應量達到中效應水平，也無法代表任何干預都能對家長健康素養提升有同等效果，故需進行異質性分析，尋找導致異質性的因素。本研究從被試特征、干預特征、研究特征、結果分析四個方面羅列調節變量和劃分亞組。結果顯示，兒童所處年齡段、所在國家、干預周期、干預內容是影響干預效果的主要因素。（見表4）

在兒童年齡變量上（Q=29.523，P＜0.001），所有年齡段亞組的干預效果均較好，其中跨年齡段組的干預效果最好（1.006≤d≤1.512），達到大效應水平；嬰幼兒組、學齡兒組的干預效果次之（0.649≤d≤0.717），達到中效應水平；3歲以上學前兒童組的干預效果最弱（d=0.374），處于小效應水平。

在被試所在國家變量上（Q=210.352，P＜0.001），大多數國家的干預效果較好，其中巴基斯坦的干預效果最好（d=2.220），伊朗、土耳其的干預效果也較好（1.219≤d≤1.779），中國的干預效果也達到了大效應水平（d=0.886），而黎巴嫩和新西蘭的干預效果處于小效應水平（0.200≤d≤0.225）。有三個國家的干預效果整體較弱（0.057≤d≤0.176），分別為美國、挪威、英國。

在干預周期變量上（Q=14.640，P＜0.005），不同周期的干預均具有一定效果，其中，一周以內的干預和一個月至半年的干預效果更好（0.945≤d≤1.312），達到大效應水平；一周至一個月和半年以上的干預效果一般（0.297≤d≤0.316），為小效應水平。

在干預內容變量上（Q=4.292，P＜0.05），針對不同主題的干預均有一定效果，但針對生理健康的效果更明顯（d=0.887），針對心理健康的效果較弱（d=0.397）。

（六）穩健性檢驗

元分析需要考慮分析結果是否存在偏倚問題，如果存在偏倚，則會出現不對稱漏斗圖。本研究漏斗圖并不對稱，Egger檢驗的結果也顯著（B0=5.224，t=3.023，P1=0.002，P2=0.004），說明本研究選擇的樣本存在偏倚，且原合并效應量偏大。（見圖3）由于研究前期經過了嚴格、全面的文獻篩選，剔除了抄襲、重復發表的文獻，且研究自身的偏倚風險并非異質性因素，低偏倚風險的干預效果實際更好，故引起效應量偏大的主要因素可能是發表偏倚。根據曾昭炳的觀點，當前確實存在正向顯著的研究結果更容易被發表的現象，元分析研究者很難完全避免發表偏倚這一問題，是否存在發表偏倚不能作為評價元分析研究質量的唯一標準。若出現發表偏倚，可以對發表偏倚進行修正并測算所缺失文獻對元分析結果的影響。[45]

本研究利用剪補法，對現有合并效應量進行修正。在隨機效應模型下，修正后的合并效應量為0.280，置信區間為0.020～0.541，與原合并效應量0.738相比，發表偏倚的存在或導致效應量放大了62.06%。而后，本研究進一步利用失安全系數法對結果進行敏感性檢驗，判斷因存在發表偏倚而逆轉元分析結論的可能性。經計算，本研究需要引起重視的失安全系數臨界值為215，實際Classic失安全系數為4 758（α=0.050，P＜0.001），當繼續納入4 758篇符合標準的文獻，才有可能推翻現有結論。這一系數遠大于臨界值，說明研究結果具有良好穩健性。

四、討論

通過文獻檢索、閱讀與篩選，本研究最終保留了23篇符合納入標準的文獻，并對這些研究的偏倚風險、被試特征、干預特征、研究特征、與家長健康素養相關的結果變量進行了梳理。利用元分析技術對納入的研究進行效應量合并與異質性分析后發現，已有干預方案基本能夠提高家長的健康素養，但干預效果存在異質性，被試家長的孩子所處年齡段、所在國家、干預周期、干預內容是導致干預效果差異的主要因素。

（一）已有干預的關注點有偏，高質量研究不足

國內外已有家長健康素養干預研究中，多數實驗設計不夠嚴謹，如對照組缺失、樣本量過少、評估工具不可靠等，造成結果可信度偏低。對研究文獻進行嚴格篩選后，納入研究的文獻也有過半偏倚風險偏高，這說明家長健康素養干預領域還缺乏高質量的實驗研究。除高質量研究不足之外，現有研究的關注點也有所偏向。其一，現有干預對象以生理健康領域為主，心理健康領域的干預研究普遍較少。忽視心理健康干預是當前家長健康素養研究中的共性問題，但在當代社會，兒童的心理健康已不容忽視。一項元分析研究發現，至2016年，我國學齡兒童心理異常比率達到15.6%。[46]據聯合國兒基會（UNICEF）的估計，13%以上的10～19歲青少年被診斷出患有精神疾病。[47]而在學齡前階段，幼兒的行為問題檢出率也不容低估。[48]這些統計數據令人擔憂。研究表明，患有未解決的精神健康障礙的兒童在成年后患持續精神疾病的風險會增加，[49]且心理健康問題對家庭的影響比生理健康問題更大。[50]然而，家庭決不能只作為被兒童心理健康問題影響的受動方。一方面，良好的家庭氛圍、親子關系至關重要，能夠為孩子的心理健康奠定堅實的基礎；另一方面，具備兒童心理健康障礙知識和意識的家長能夠盡早識別和有效管理兒童心理健康問題，避免錯過最佳干預期。

其二，現有研究對農村地區、低社會經濟地位家庭的關注不足。這可能是由于針對該群體開展干預的難度更大。因為受限于居住地、工作壓力、參與動機等因素，招募足夠數量、能夠定期參與研究的被試難度大、成本高。此外，農村和低社會經濟地位家長的受教育水平相對更低，而干預設計者和實施者往往是教科文、醫療衛生界的從業者，他們往往也是城市中的生活者，其開展干預需要克服學科本位和城市文明本位的慣習的影響，需要對鄉土文化、勞動文化、民俗文化、民族文化有所回應。[51]雖然針對農村地區、低社會經濟地位家長的干預存在一定挑戰，但仍不能忽視這些群體。有研究發現，健康素養存在著社會梯度，它會受到經濟情況、社會地位和教育水平等因素的影響，其中又以教育的社會梯度現象最為突出。[52][53]針對家長健康素養的研究也發現，家長受教育程度越高，其健康素養也越高。[54]故這些家庭實際上更需要健康素養提升方面的支持。本研究還發現，不同國家的家長健康素養干預效果不同，其中相對發達的國家干預效果較不明顯，而發展水平相對較低的國家干預效果更為明顯。這可能是因為相對欠發達地區的家長健康素養水平偏低使得各項干預措施發揮作用的空間更大，國家層面上對農村地區、低社會經濟地位家長進行干預和全球層面上對欠發達國家地區的家長進行干預能夠使家長的健康素養整體提升更為明顯。

（二）干預形式并無絕對優劣之分

通過異質性分析可以發現，不同干預形式的效果差異并不大，部分方案結合了多種干預形式也取得了可觀的效果。所以，單從干預形式入手確定有效方案的特征并不可行，具體的干預形式并無優劣之分，重點還是在運用的適宜性方面。

針對線下干預，有系統評價研究對其進行過專門探討，發現面對面的干預對家長疫苗接種健康素養提升，特別是在知識理解層面具有良好的作用。[55]在其他針對更廣泛干預形式的研究中，基于對話的干預是最常用的，[56]效果也比書面形式的教育更好。[57]線上干預的效果也在其他研究中得到證實，并且在行為方面的效果要好于知識方面。[58]線上線下兩種干預形式各有優勢，線上干預不受時間、地點的限制，當家長遇到育兒健康問題時，可以通過線上咨詢或信息檢索等途徑及時獲得支持，這可能是線上干預能夠有效提高家長應用能力的原因。線下干預方式雖然受到時間、地點的諸多限制，但面對面的交流不僅利于工作者準確把握家長的困難和需求，專業人員或同伴的語言、手勢、表情等信息也能幫助家長更準確地理解育兒知識。

在我國開展的干預研究大多都采用了集體干預模式，包括在線上社交群中推送信息、組織集體健康教育活動等，而國外尤其是西方國家多采用個體干預模式，如單獨提供信息、網頁訪問權限，或在家訪、就診過程中進行一對一干預。歐美地區的單獨家訪服務已是家庭教育服務的特色形式。以美國為例，其家庭訪問服務已有100多年的歷史。我國的研究多采用集體干預與我國的國情有關。我國人口規模大，且公共衛生服務和家庭教育指導服務體系建設起步較晚，開展家訪服務或其他形式的一對一干預存在較多現實制約因素，集體干預能夠在公共服務資源相對有限的現狀下改善普遍性問題。

（三）內容難度、家長動機可能是干預效果的實際影響因素

本研究發現，對生理健康領域家長健康素養的干預效果更好，對心理健康領域的干預效果較弱。這可能是因為生理健康領域的干預內容更具體且容易操作，如支氣管炎、手足口病、眼部衛生等的基礎知識、預防保健和護理方法都更容易為家長理解和掌握，而心理健康領域的內容更為復雜且綜合性高，如親子關系建立、家庭環境創設、嬰幼兒心理發展等方面的知識和技能對家長的要求更高。另外，當兒童的年齡段限制不嚴格時，對家長健康素養的干預效果更好，這可能是因為干預內容是發燒、上呼吸道感染等各年齡段兒童都容易出現的健康問題，對此，家長關注度較高，學習動機也更高。對3～6歲兒童組家長的干預效果最弱，這可能是因為家長對該年齡段兒童的健康關注度不如其他年齡段。0～3歲兒童的家長格外關注兒童的生長發育問題，學齡兒童的家長普遍關注兒童青春期的心理健康問題，而3～6歲兒童的家長可能認為這一階段兒童的生理不再如之前那般依賴成人的照料，心理健康方面的問題也尚不突出，故學習動機較低。

研究還發現，干預周期為一周以內時，干預的效果最好。戴瀟雯[59]、斯托克韋爾（Stockwell）[60]、布魯姆（Broome）[61]古羅普爾（Gürhopur）[62]、張（Chang）[63]、華萊士（Wallace）[64]等人的研究均選擇的是這一干預周期，這些研究的干預內容均屬于生理健康領域，主要針對的是發燒、上呼吸道感染、產后獨立喂養等通過應急管理或短期護理可以解決的問題。對于操作性較強、理解較簡單的干預內容而言，一周以內的干預周期即可達到良好的效果，而具有一定綜合性、復雜性的內容往往需要較長時間的干預，這類干預多選擇一周以上的干預周期。但研究也發現，干預周期為一個月至半年的效果要好于一周至一個月以內和半年以上的干預，這可能是由于干預周期過短和干預頻率過低會使家長無法掌握綜合、復雜的內容。根據納入的文獻，6個月以內的干預多以周（或2周）為單位安排活動，而6個月以上的干預往往以月（或2月）為單位安排活動，過長的干預時間間隔容易導致家長知識鞏固不足、反饋不及時等問題。

五、建議

（一）將對心理健康領域的家長健康素養干預與兒童發展的確定性規律松綁

已有針對心理健康領域家長健康素養的干預研究較少，相關部門應當鼓勵研究者在這一領域開展更多高質量研究。但在心理健康領域，對非神經發育障礙類等問題的干預往往并不容易，效果也很難達到和生理健康領域同等的水平。這是因為兒童情緒體驗、社會適應、人際交往、認知效能、自我意識等有關心理健康領域的內容并不總是存在客觀中立、放之四海而皆準的確定性規律，那些常被稱為規律、原則的方法策略往往較為籠統模糊和難以操作，對家長要求較高。與此同時，關于兒童心理健康方面的知識、態度、行為能夠反映出家長自身的優勢觀念、思維慣性，要對心理健康素養不佳的家長進行干預，有可能需要動搖其原有的信念，但改變成人的世界觀、價值觀、人生觀并非易事，轉化的過程往往充滿痛苦與艱辛。有時人們即使意識到原有觀點或信念的錯誤性，也依然會竭力維護，不會輕易放棄。[65]一味站在專業制高點上要求家長改變自身信念可能帶來其他風險。所以，對家長健康素養的干預，特別是心理健康領域的干預有時候需要與確定性的規律松綁。

專業工作者在制定干預方案時常從科學育兒知識體系出發，特別關注確定性的規律，家長同意參與干預的一部分原因也是期待能夠獲得像膳食喂養、疾病護理等具體可操作、普遍有效的方法。然而，我們也必須承認，現有的育兒科學規律，特別是心理健康領域的規律是有限的，按照兒童解剖生理學、發展心理學等學科的研究結果而總結出來的育兒規律不一定能解決復雜家庭生活情境中的問題。如果我們忽視這一事實，過分追求專業領域的確定性規律，干預活動的效果就可能不理想。而若專業工作者正視這一事實，和家長說明沒有普遍適應的方法，鼓勵家長不斷通過反思個體經驗、參與知識生產、發揮家庭教育主體意識來總結適用于自身的方法，這或許才是家長健康素養干預應該遵循的基本邏輯，故最終的干預方案應具有反思性、互動性和生成性。

不過需要注意的是，與確定性規律松綁并非解綁。向家長普及經科學驗證的兒童發展知識和可借鑒經驗依然是重要的干預內容，它可以為家長的反思和實踐提供參考和依據。例如，拉赫曼（Rahman）的干預關注兒童早期心理發展，并取得了很好的效果。干預開始時，家長會得到一份手冊，其中描繪了兒童從出生到3歲的8個連續發展階段以及家長可以參與的親子活動，這方面的知識是經科學驗證的確定性規律。但除此之外，家長還接受了每兩周一次的家訪，他們被鼓勵參與家長小組共同研討交流，相互支持。[66]通過這一方式，家長在有科學基礎的兒童發展信息的支持下反思自身的育兒實踐，并與專業工作者和同伴共同研討，就可能生成更適合自身的親子互動方式。

（二）將準專業人員納入對低社會經濟地位家長干預的人員范疇

低社會經濟地位的家長其健康素養更低，但提升的空間更大，關注該群體家長健康素養的提升極有必要。但針對社會經濟地位較低的家長制定干預方案具有一定難度，它要解決家長在參與度、認知負擔、文化適應等方面的問題，故不能簡單套用針對中高社會經濟地位家長群體的方案。一些地區的干預研究針對這一問題進行了有益嘗試，如通過培訓當地社區成員，使其以準專業工作者身份實施干預，在專業工作者和低社會經濟地位家長之間搭建橋梁。在對低社會經濟地位家長實施干預的過程中，他們能夠用當地方言與家長交流，能更充分地理解家庭所面臨的育兒阻礙。而準專業工作者在接受培訓時的反饋也能夠幫助專業工作者調整內容難度和表達方式，減少不切實際的要求。奧爾茲（Olds）曾對專業護士家訪和準專業人員家訪進行了比較，發現接受準專業人員家訪的家長心理健康狀態更佳。[67]這佐證了社區內準專業人員參與干預的優勢，他們比專業人員更能夠獲得家長的信任，更能夠理解家長的處境。

（三）家長健康素養干預需考慮客觀條件和成人的學習規律

研究結果表明，實際上并不存在有絕對優勢的干預形式。于我國當前實際情況而言，集體干預是不可替代的干預形式。由于大多數家長仍需要普及健康素養，且小兒常見疾病、飲食營養、口腔和眼保健、親子關系等健康養育問題是在大多數家庭中普遍存在的，采用集體干預的方式能夠提高干預效率，減少專業人員的重復勞動，節省專業資源。在我國，舉辦講座這一干預形式較為常見，但在實踐中，此類干預往往存在形式單一、內容空洞、缺少互動等局限。此外，由于線下干預受時間、地點的限制，線上干預因能夠彌補這些不足而受到推崇，但已有線上干預多為信息推送、提供網頁訪問權限、微信群交流等形式，十分考驗家長的自覺性、主動性。因此，完善家長健康素養干預也需遵循成人學習規律。諾爾斯（Knowles）認為，成人學習者有獨立的自我概念并能指導自己的學習，他們積累的生活經驗是豐富的學習資源，他們的學習需求與其變化著的社會角色緊密相關，他們以問題為中心進行學習且對可以立即應用的知識更感興趣，他們的學習動機更主要地是來自內部而不是外部。[68]故集體干預要避免強迫家長參加、選題不符合家長真實需要、單方面輸出等問題，嘗試利用情景模擬教育、小組研討、親子互動、夫妻互動等多元化的形式讓家長表達自身的育兒觀點，設置可選擇的活動讓家長自主安排學習。線上干預也應該更具個體針對性。當前人工智能和虛擬空間技術的發展為解決上述問題提供了可能，干預者可以通過構建學習者模型、動態生成個性化學習路徑、精準推送個性化學習內容、推薦個性化學習社區、實時進行個性化學習評價[69]等方式來激發家長內在學習動機，滿足家長的個性化學習需要。

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Effectiveness of Parental Health Literacy Interventions

—Based on Meta？鄄analysis

XIAO Xinwei， GU Rongfang

（1School of Preschool Education， Jiangsu Second Normal University， Nanjing 211200 China; 2School of Education Science， Nanjing Normal University， Nanjing 210024 China）

Abstract： Parental health literacy popularization and improvement is an important component of the child health cause， and specific actions rely on high？鄄quality evidence. This study used meta？鄄analysis to evaluate existing research on parental health literacy interventions. The results found that the interventions available were able to support parents in improving health literacy， but there was heterogeneity in the effectiveness of the interventions across studies， with the age group of the child， the country region， the intervention period and the content of the intervention being the main factors contributing to the heterogeneity， while the specific form of the intervention did not play a significant role. The existing interventions had insufficient focus on the mental health domain， rural and low socio？鄄economic status parents， and the quality of research could be improved. It is suggested that intervention programs in the mental health field may not be tightly tied to deterministic rules， the interventions in low socio？鄄economic status families could train community members， and the intervention programs need to consider objective conditions and adult learning patterns.

Key words： parental health literacy； family education； parental intervention

（責任編輯：黎勇）

*基金項目：教育部首批新文科研究與改革實踐項目“基于教衛融合的學前教育本科人才培養方案的研究與實踐”（項目編號：2021060041）、江蘇省教育廳2021年度高校哲學社會科學研究“0～3歲托育教師專業發展研究：現實需求、影響因素與提升路徑”（項目批準號：2021SJA0255）

**通信作者：顧榮芳，南京師范大學教育科學學院教授，博士生導師