張睿，費超晴，夏浩志

本研究創(chuàng)新點：

隨著信息化時代的發(fā)展及人民生活條件水平的提高，人們對于中醫(yī)養(yǎng)生健康的信息關(guān)注度逐漸增強(qiáng)，然而大量信息真假難辨。中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)不僅反映了個體對健康知識及其獲取途徑掌握的情況，更注重個體對于健康信息的評價、應(yīng)用等方面能力的評估。目前我國尚無有效的工具測量居民中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)。本研究初次編制了中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表，包含5 個維度，信效度好且易于理解，有利于評估我國社區(qū)居民中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)，為健康中國目標(biāo)的實現(xiàn)奠定了堅實的基礎(chǔ)。

中醫(yī)養(yǎng)生是中國古代人民通過探究陰陽五行生化收藏之客觀轉(zhuǎn)化規(guī)律，探尋保養(yǎng)身體、延年益壽的原理及方法的智慧寶典。隨著人們對生活品質(zhì)追求的提高，健康問題越發(fā)受到關(guān)注，中醫(yī)養(yǎng)生產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅猛。由于從業(yè)者對中醫(yī)養(yǎng)生內(nèi)涵的認(rèn)知不足、理解片面化，僅盲目跟風(fēng)，我國現(xiàn)階段養(yǎng)生保健產(chǎn)業(yè)存在市場不規(guī)范、養(yǎng)生信息質(zhì)量良莠不齊的現(xiàn)象［1］。因此，對信息的評價能力成為當(dāng)代人們合理獲取信息、促進(jìn)健康的重要能力。2003 年美國醫(yī)學(xué)圖書館協(xié)會（MLA）首次提出了健康信息素養(yǎng)的概念：“健康信息素養(yǎng)是指認(rèn)識到健康信息需求，鑒別可能的健康信息來源并使用其檢索相關(guān)信息，評估健康信息的質(zhì)量及其在特定環(huán)境下的可用性，分析、理解和使用信息做出好的健康決策的一系列能力?！保?］健康信息素養(yǎng)是21 世紀(jì)促進(jìn)公眾健康的關(guān)鍵要素，其不僅反映了個體對健康知識獲取途徑掌握的情況，更注重個體對于健康信息的評價、應(yīng)用等方面能力的評估。隨著中醫(yī)養(yǎng)生產(chǎn)業(yè)的大力發(fā)展，中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)的水平嚴(yán)重影響著個體的健康。但目前關(guān)于中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)的研究鮮有報道。因此，本研究旨在編制中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表，并進(jìn)行信效度測定，為客觀、準(zhǔn)確地了解我國居民中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)水平提供科學(xué)的評價工具。

1 對象與方法

1.1 對象

1.1.1 咨詢專家 2018 年1—2 月，選取健康教育與健康促進(jìn)、護(hù)理教育、護(hù)理研究、中醫(yī)養(yǎng)生領(lǐng)域的7 位專家作為量表咨詢的對象。專家入選標(biāo)準(zhǔn)：對本研究感興趣并且愿意參加，工作經(jīng)驗豐富，具有副高及以上職稱，在本領(lǐng)域具有較高的學(xué)術(shù)水平。

1.1.2 預(yù)調(diào)查對象 2018 年3 月，采用便利抽樣法在南京市仙林地區(qū)南大和園社區(qū)選取120 例居民作為預(yù)調(diào)查對象。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）年齡≥18 歲；（2）在本社區(qū)居住半年及以上的居民；（3）意識清晰，無明顯語言表達(dá)障礙；（4）自愿參與本調(diào)查。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）言語交流有困難，無法正確應(yīng)答；（2）患有精神疾??；（3）患有嚴(yán)重軀體疾病無法接受調(diào)查。

1.1.3 正式調(diào)查對象 2018 年4—5 月，采用便利抽樣法選取南大和園、賽世香樟園、亞東城、西崗社區(qū)、仙林新村5 個社區(qū)的居民220 例作為調(diào)查對象。納入標(biāo)準(zhǔn)、排除標(biāo)準(zhǔn)同預(yù)調(diào)查對象的納入、排除標(biāo)準(zhǔn)。

1.2 量表編制

1.2.1 擬定條目池，形成中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表初稿2017 年9 月，在健康信息素養(yǎng)基本概念的基礎(chǔ)上，查閱國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)、量表及《中國公民中醫(yī)養(yǎng)生保健素養(yǎng)》［3］和《中國公民健康素養(yǎng)——基本知識與技能（2015 年版）》［4］等中醫(yī)養(yǎng)生權(quán)威問卷形成條目池，經(jīng)過整理、分析、刪減、合并后編制了中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表初稿，其評價指標(biāo)包括對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的認(rèn)知能力（6 個條目）、對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的獲取能力（11 個條目）、對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的評價能力（14 個條目）、對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的應(yīng)用能力（10個條目）和信息道德（4 個條目）共5 個維度45 個條目（見表1）。量表采用Likert 5 分評分法，每個條目以1 分（非常不同意）～5 分（非常同意）計分，其中條目22 為反向計分，各維度得分為各條目得分之和，量表總分為各條目得分之和，得分越高，說明中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)越高。

1.2.2 專家咨詢 本研究采取Delphi法共進(jìn)行兩輪專家咨詢，第1 輪篩選指標(biāo)，第2 輪確定指標(biāo)權(quán)重。專家對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表初稿各維度和條目從重要性、相關(guān)性、熟悉程度3 個方面進(jìn)行評價，針對每個條目的重要程度進(jìn)行評分，采用5 分制評分法（5 分為非常重要，4 分為重要，3 分為一般，2 分為不重要，1 分為非常不重要）。根據(jù)統(tǒng)計分析結(jié)果、專家提出的意見及小組評議結(jié)果進(jìn)行修改及篩選。采納專家建議，對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表初稿中每個條目進(jìn)行綜合分析，并進(jìn)行措辭、語言表達(dá)修改，最終刪除條目6、9、20、29、37、39、45，修改了條目5、14、19、33、38 的表述，將條目17 拆分為2 個條目，在對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的應(yīng)用能力維度中增加條目“你能嚴(yán)格按照醫(yī)生的指導(dǎo)去調(diào)節(jié)生活，使生活科學(xué)規(guī)律”，對各條目重新編號，包括對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的認(rèn)知能力（5 個條目）、對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的獲取能力（11 個條目）、對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的評價能力（12 個條目）、對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的應(yīng)用能力（9 個條目）和信息道德（3 個條目）共5 個維度40 個條目，形成中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表初稿1（見表2）。

1.2.3 預(yù)調(diào)查 采用中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表初稿1 進(jìn)行預(yù)調(diào)查。共發(fā)放問卷120 份，現(xiàn)場回收，有效回收率為100.0%。根據(jù)預(yù)調(diào)查對象反饋的意見對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表初稿1的語言表述進(jìn)行修改及篩選，將條目6修改為“你有信心能獲取準(zhǔn)確、全面的中醫(yī)養(yǎng)生知識”，條目33 修改為“你能用專業(yè)的中醫(yī)養(yǎng)生技術(shù)（推拿、刮痧、拔罐、艾灸等）預(yù)防保健”。

1.2.4 項目分析 項目分析是量表編制過程中最重要的工作，是對量表可行性的檢驗，其目的是鑒別和區(qū)分個體能力的差異。（1）通過題總相關(guān)法計算各中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表初稿1 條目得分與其總分的相關(guān)系數(shù)，刪除相關(guān)系數(shù)＜0.300及未達(dá)到顯著水平的條目［5］。（2）通過區(qū)分度法將預(yù)調(diào)查對象分為高分組（由中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表初稿1 總分最高27%的個體組成，n=32）和低分組（由中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表初稿1 總分最低的27%的個體組成，n=32），采用t檢驗刪除得分無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05）的條目［5］。通過項目分析最終形成中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表。

1.3 正式調(diào)查 采用問卷進(jìn)行調(diào)查，問卷包括一般資料（包括性別、年齡、學(xué)歷）和中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表。調(diào)查員由研究小組成員擔(dān)任，保證調(diào)查資料客觀、準(zhǔn)確。調(diào)查過程中，采取不記名方式進(jìn)行問卷填寫，正式調(diào)查對象根據(jù)條目內(nèi)容與自身情況相符程度進(jìn)行評價。共發(fā)放問卷220 份，回收有效問卷208 份，有效回收率為94.5%。

1.4 中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表信效度分析

1.4.1 效度分析 本研究邀請相關(guān)領(lǐng)域的7 位專家對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表的內(nèi)容效度進(jìn)行評定，并計算內(nèi)容效度指數(shù)（CVI）。本研究采用探索性因子分析來判斷中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表條目與相對因子之間的關(guān)系，為評價條目的優(yōu)劣性、可行性提供支持［6］。公因子提取標(biāo)準(zhǔn)為特征根＞1.000［7］。根據(jù)《量化研究與統(tǒng)計分析——SPSS 中文視窗版數(shù)據(jù)分析范例解析》［8］提出的因子負(fù)荷的判斷標(biāo)準(zhǔn)，刪除因子負(fù)荷＜0.400 的條目。

1.4.2 信度分析 為了驗證中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表的一致性、可靠性和穩(wěn)定性，本研究對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表做了內(nèi)部一致性信度分析，用Cronbach's α 系數(shù)表示。

1.5 統(tǒng)計學(xué)方法 采用SPSS 21.0 統(tǒng)計軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。計量資料以（±s）表示，兩組間比較采用兩獨立樣本t檢驗；計數(shù)資料以相對數(shù)表示；兩變量間的相關(guān)性分析采用Pearson相關(guān)分析。以P＜0.05 為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 項目分析 中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表初稿1 條目1～21、條目23～35、條目38～39 得分與其總分的相關(guān)系數(shù)均＞0.300，條目22、36、37、40 得分與其總分的相關(guān)系數(shù)均＜0.300（見表3）。高分組中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表初稿1條目1～21、條目23～35、條目38～39 得分高于低分組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05）；高分組中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表初稿1 條目22、36、37、40 得分與低分組比較，差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05，見表4）。綜上，刪除條目22、36、37、40，形成中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表（見表5），其包括對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的認(rèn)知能力（5 個條目）、對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的獲取能力（11 個條目）、對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的評價能力（11 個條目）、對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的應(yīng)用能力（7個條目）和信息道德（2 個條目）共5 個維度36 個條目。

2.2 一般情況 208 例正式調(diào)查對象中，男112 例，女96 例；年齡21～63 歲，平均年齡（40.3±7.1）歲；學(xué)歷：研究生15例，本科/?？?0 例，高中77 例，初中34 例，小學(xué)及以下2 例；中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表各維度得分為（20.8±2.6）、（36.1±5.9）、（37.6±5.7）、（24.0±4.6）、（8.5±1.3）分，總分為（127.0±15.3）分。

表1 中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表初稿Table 1 First draft of Health Information Literacy Scale in Traditional Chinese Medicine

表2 中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表初稿1Table 2 First draft of Health Information Literacy Scale in Traditional Chinese Medicine 1

2.3 效度分析

2.3.1 內(nèi)容效度 中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表各條目水平的內(nèi)容效度指數(shù)（I-CVI）為0.79～1.00，量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)（S-CVI）為0.911。

2.3.2 結(jié)構(gòu)效度 中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表的KMO值為0.858，Bartlett's 球形檢驗的 χ2=4432.383，P＜0.001，符合探索性因子分析條件。采用主成分分析法，共提取特征根＞1.000 的公因子5 個，分別命名為對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的認(rèn)知能力、對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的獲取能力、對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的評價能力、對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的應(yīng)用能力和信息道德，其累積方差貢獻(xiàn)率為65.293%，各條目的因子負(fù)荷為0.423～0.860，均＞0.400（見表6、圖1）。

2.4 信度分析 中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表的Cronbach's α系數(shù)為0.922，各維度Cronbach's α 系數(shù)為0.839～0.882（見表7）。

3 討論

3.1 中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表編制的意義及科學(xué)性 隨著醫(yī)療水平和信息技術(shù)的不斷發(fā)展，現(xiàn)代人們需具備的健康素養(yǎng)不僅包括健康意識和獲取信息的能力，更重要的是需要有對健康信息的分析評價能力、理解應(yīng)用能力及對健康信息應(yīng)用的態(tài)度。健康信息素養(yǎng)為健康評價體系提供重要參考依據(jù)。目前國內(nèi)對于健康信息素養(yǎng)的研究逐漸成熟，對于特定領(lǐng)域健康信息素養(yǎng)的研究不斷深入。本研究結(jié)合中醫(yī)特色，以MLA 提出的健康信息素養(yǎng)框架及《中國公民中醫(yī)養(yǎng)生保健素養(yǎng)》［3］和《中國公民健康素養(yǎng)——基本知識與技能（2015 年版）》［4］為基礎(chǔ)，從中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的意識、獲取、評價、應(yīng)用和道德方面解釋了中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)的內(nèi)涵，編制中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表，為評價和提高我國社區(qū)居民中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)能力提供了理論依據(jù)，促進(jìn)了中醫(yī)養(yǎng)生文化科學(xué)傳播和有效利用，為提升全民健康水平奠定了基礎(chǔ)。

圖1 中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表主成分分析碎石圖Figure 1 Screen plot of principal component analysis of Health Information Literacy Scale in Traditional Chinese Medicine

表7 中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表內(nèi)部一致性信度分析結(jié)果Table 7 Internal consistency reliability analysis results of Health Information Literacy Scale in Traditional Chinese Medicine

表3 中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表初稿1 各條目得分與其總分的相關(guān)系數(shù)Table 3 The coefficient of association between each item and the total score of Health Information Literacy Scale in Traditional Chinese Medicine 1

表4 高分組與低分組中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表初稿1 各條目得分比較（±s，分）Table 4 Comparison of scores of each item of Health Information Literacy Scale in Traditional Chinese Medicine 1 between high-score group and low-score group

表4 高分組與低分組中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表初稿1 各條目得分比較（±s，分）Table 4 Comparison of scores of each item of Health Information Literacy Scale in Traditional Chinese Medicine 1 between high-score group and low-score group

組別 例數(shù) 條目1 條目2 條目3 條目4 條目5 條目6 條目7 條目8 條目9 條目10 條目11 條目12 條目13高分組 324.4±0.74.6±0.64.5±0.64.6±0.74.5±0.74.0±0.74.2±0.74.0±0.83.6±0.83.3±1.03.3±0.93.8±1.03.3±1.0低分組 323.7±0.74.1±0.53.9±0.84.0±0.73.7±0.72.9±0.63.0±0.73.1±0.82.4±0.82.4±0.92.2±0.82.3±0.82.6±0.9 t 值 5.255 4.578 4.581 4.352 5.831 8.857 8.823 6.114 7.798 5.378 6.773 8.296 3.816 P 值 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001組別 條目14 條目15 條目16 條目17 條目18 條目19 條目20 條目21 條目22 條目23 條目24 條目25 條目26 條目27高分組 4.1±0.64.1±0.64.0±0.73.5±1.13.2±1.13.6±1.13.5±1.03.3±0.94.4±0.64.2±0.64.2±0.74.3±0.64.2±0.64.3±0.6低分組 3.1±0.63.1±0.62.9±0.82.9±0.82.4±0.92.4±0.92.6±0.82.6±0.84.5±0.63.0±0.73.0±0.73.2±0.83.3±0.73.3±0.7 t 值 8.278 7.965 7.796 2.810 4.151 5.715 5.121 4.287 0.582 8.620 9.104 7.271 6.764 7.633 P 值 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 0.563 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001組別 條目28 條目29 條目30 條目31 條目32 條目33 條目34 條目35 條目36 條目37 條目38 條目39 條目40高分組 4.3±0.64.0±0.74.1±0.54.2±0.73.8±0.84.1±0.84.1±0.74.1±0.64.5±0.94.1±0.74.5±0.64.7±0.43.7±0.8低分組 3.0±0.92.5±0.82.8±0.82.9±0.92.7±0.82.7±0.82.5±0.82.9±0.74.2±0.43.8±0.63.6±0.83.9±0.73.6±0.7 t 值 8.199 10.026 9.563 8.076 7.055 9.233 10.468 8.780 1.812 1.786 6.577 6.776 0.650 P 值 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 ＜0.001 0.075 0.079 ＜0.001 ＜0.001 0.518

3.2 中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表具有良好的信效度 量表的信度和效度是判斷量表優(yōu)劣的關(guān)鍵指標(biāo)［9］。效度是指某一研究工具能真正反映其所期望研究概念的程度，即實際測定結(jié)果與預(yù)想結(jié)果的符合程度［10］。量表的內(nèi)容效度主要對量表的邏輯性進(jìn)行系統(tǒng)分析，主要體現(xiàn)在條目確定以及量表形成過程中［11］，其評定由多名專家在大量文獻(xiàn)查閱、工作經(jīng)驗及綜合分析、判斷的基礎(chǔ)上進(jìn)行［12］。本研究采用Delphi法，由7 位不同領(lǐng)域的專家對45 個條目提出可行性的意見并進(jìn)行修改，最終確定36 個條目進(jìn)行內(nèi)容效度的評定。一般I-CVI≥0.78、S-CVI≥0.90 即可認(rèn)為測評工具具有良好的內(nèi)容效度［5］。本研究結(jié)果顯示，中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表I-CVI為0.79～1.00，S-CVI為0.911，提示中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表具有較好的內(nèi)容效度。結(jié)構(gòu)效度是指研究工具能夠反映所要研究概念的事實，反映的是工具與其所依據(jù)的理論或概念框架間的吻合程度，因子分析是最常用的評價量表結(jié)構(gòu)效度的方法［13］。KMO值是反映因子分析效果的指標(biāo)，KMO值＞0.7，提示變量間的偏相關(guān)性較強(qiáng)［14］。本研究結(jié)果顯示，中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表的KMO值為0.858，Bartlett's 球形檢驗的χ2=4432.383，P＜0.001，符合探索性因子分析條件。采用主成分分析法，共提取特征根＞1.000 的公因子5 個，分別命名為對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的認(rèn)知能力、對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的獲取能力、對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的評價能力、對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的應(yīng)用能力和信息道德，其累積方差貢獻(xiàn)率為65.293%，各條目的因子負(fù)荷為0.423～0.860，均＞0.400，說明中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

表5 中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表Table 5 Health Information Literacy Scale in Traditional Chinese Medicine

表6 中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表探索性因子分析結(jié)果Table 6 Exploratory factor analysis results of Health Information Literacy Scale in Traditional Chinese Medicine

信度是指使用某研究工具所獲得結(jié)果的一致程度或準(zhǔn)確程度。本研究通過內(nèi)部一致性信度來檢驗中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表的信度。內(nèi)部一致性信度是指組成研究工具的各項目之間的同質(zhì)性或內(nèi)在相關(guān)性，一般用Cronbach's α 系數(shù)來評價，Cronbach's α 系數(shù)＞0.7 為一般，＞0.8 為優(yōu)，總量表的Cronbach's α 系數(shù)最好在0.8 以上，分量表的Cronbach's α 系數(shù)最好在0.6 以上［15］。本研究結(jié)果顯示，中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表的Cronbach's α 系數(shù)為0.922，各維度Cronbach's α系數(shù)為0.839～0.882，提示中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表具有較好的內(nèi)部一致性信度。

綜上所述，本研究所編制的中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)量表包括對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的認(rèn)知能力（5 個條目）、對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的獲取能力（11 個條目）、對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的評價能力（11 個條目）、對中醫(yī)養(yǎng)生健康信息的應(yīng)用能力（7 個條目）和信息道德（2 個條目）共5 個維度36 個條目，其在社區(qū)居民中具有良好的信效度和適用性，且易于理解，有利于研究者評估我國社區(qū)居民中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)。

本研究局限性：

本研究僅在南京市一個地區(qū)開展調(diào)查，樣本量少，且采用便利抽樣方法，樣本代表性不足，未能建立我國居民中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)的常模。未來研究應(yīng)進(jìn)一步擴(kuò)大樣本范圍，增加樣本量，以檢驗量表的普適性，同時建立我國居民中醫(yī)養(yǎng)生健康信息素養(yǎng)常模。

作者貢獻(xiàn)：張睿、費超晴、夏浩志進(jìn)行文章的構(gòu)思、設(shè)計；張睿、費超晴進(jìn)行論文撰寫、研究的實施與可行性分析、數(shù)據(jù)收集整理和統(tǒng)計學(xué)處理；夏浩志負(fù)責(zé)文章質(zhì)量控制及審校，進(jìn)行論文的修訂，對文章整體負(fù)責(zé)、監(jiān)督管理。

本文無利益沖突。