《Healthcare》：Development and Initial Psychometric Evaluation of the Adolescent Oral and Maxillofacial Health Knowledge–Attitude–Practice and Self-Efficacy Questionnaire (AOMH-KAPQ)
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背景/目的：现有口腔健康问卷在范围上与一种结合客观评分知识、独立的态度、实践和自我效能域、涵盖多个青少年口腔颌面主题的工具不同。本研究开发了青少年口腔颌面健康知识-态度-实践与自我效能量表（AOMH-KAPQ），并评估了其初步心理测量学特性。方法：研究人员从K
背景/目的：现有口腔健康问卷在范围上与一种结合客观评分知识、独立的态度、实践和自我效能域、涵盖多个青少年口腔颌面主题的工具不同。本研究开发了青少年口腔颌面健康知识-态度-实践与自我效能量表（AOMH-KAPQ），并评估了其初步心理测量学特性。方法：研究人员从KAP框架、文献和临床教育内容中衍生出46个条目的项目池，经18名专家咨询和10名青少年认知访谈进行精炼。该量表施测于1006名12-18岁青少年，样本随机分为探索性因子分析（EFA）和验证性因子分析（CFA）各503人。还检验了信度、测量不变性和知识条目表现。结果：最终38条目量表包括知识（15项）、态度（9项）、实践（9项）和自我效能（5项）。EFA识别出一个态度因子和两个暂定实践因子。在CFA中，各维度SRMR≤0.051；自我效能显示CFI=0.991，TLI=0.982，RMSEA=0.082，而态度（0.137）和实践（0.145）的稳健RMSEA仍偏高。Cronbach's α为0.855-0.929，McDonald's ω为0.867-0.930，重测ICC为0.797-0.866。结论：AOMH-KAPQ在本样本中显示出良好的信度，但态度和实践维度的结构证据仍属初步。目前，使用应限于研究和群体层面的教育需求评估，而非个体临床决策。
**研究背景、现存问题与研究目的**
口腔健康涵盖口腔功能、外观及社会心理健康，青少年期是健康行为巩固的关键阶段。在中国，12岁儿童恒牙龋患率达34.5%，除龋齿外，青少年还可能出现错颌畸形、牙外伤、颞下颌关节紊乱、睡眠相关呼吸问题、复发性口腔溃疡及恒牙缺失等状况，这些疾病在警示信号和预防/就医行为上各有不同，评估应超越单纯的龋病和常规口腔卫生。现有标准化问卷（如CPQ
11-14评估生活质量、PIDAQ评估牙科美学心理影响、DC/TMD评估颞下颌关节紊乱、OHBQAHBM评估健康信念模型）的研究目的各不相同，缺少一个针对青少年、结合客观评分知识并涵盖多主题独立态度、实践和自我效能域的工具。因此，研究人员开发了青少年口腔颌面健康知识-态度-实践与自我效能量表（AOMH-KAPQ），并评估其初步心理测量学特性。该量表覆盖六个主题：牙颌面畸形、牙外伤、颞下颌关节紊乱、肥胖相关睡眠呼吸暂停表现、持续性口腔溃疡及牙缺失/修复治疗。研究旨在为后续研究和群体教育需求评估提供一个初步有效的测量工具。论文发表在《Healthcare》。
**关键技术方法**
研究人员采用便利抽样，通过以上海第九人民医院为牵头单位的全国口腔健康联盟网络招募参与者。关键技术方法包括：①文献检索与临床健康教育内容转化，生成初始条目池（46项）；②德尔菲专家咨询（18名专家，要求至少10年工作经验、副高及以上职称），评估条目重要性、相关性，并计算内容效度指数（I-CVI）和变异系数（CV）；③认知访谈（10名12-18岁青少年，覆盖不同地区），通过言语探析检查理解；④预调查（69名青少年）评估可读性与完成时间；⑤正式调查（1006份有效问卷，随机分为EFA和CFA子样本各503人），采用项目分析、探索性因子分析（EFA）、验证性因子分析（CFA，使用WLSMV估计）、信度分析（Cronbach's α、McDonald's ω、重测ICC）、测量不变性检验及双参数逻辑斯蒂克IRT模型。
**研究结果**
* **3.1 参与者特征**：共分析1006份有效问卷，年龄12-18岁，性别、年龄、学段在EFA和CFA子样本间无差异。
* **3.2 德尔菲咨询**：18名专家有效反馈，权威系数0.90；46个条目中36个满足全部预设标准，10个条目作为暂定项目进入后续测试；最终保留的暂定条目（K13、K14、P5、P10）在后续分析中表现可接受。
* **3.3 项目分析**：知识维度KR-20为0.86，点双列相关0.27-0.68；态度维度反向计分条目A5、A11因与总分一致性弱被删除，A2因局部依赖被删除；实践维度反向计分条目P4、P7、P12及P1、P9因载荷低或交叉载荷被删除，最终保留38项。
* **3.4 探索性因子分析**：态度维度（10项）KMO=0.94，单因子解释58.8%方差；实践维度（9项）KMO=0.88，两因子（条件响应性自我护理与就医寻求、常规预防实践）解释54.7%方差，因子间相关r=0.50。
* **3.5 验证性因子分析及竞争模型**：态度9项单因子模型CFI=0.946、TLI=0.928、SRMR=0.030，但RMSEA=0.137；实践9项两因子模型（含P6-P8残差协方差）CFI=0.913、TLI=0.875、SRMR=0.051，RMSEA=0.145；自我效能5项单因子模型CFI=0.991、TLI=0.982、SRMR=0.022，RMSEA=0.082。联合四因子模型CFI=0.905、TLI=0.893、RMSEA=0.094、SRMR=0.047。敏感性分析（不同参数化、估计器、替代模型）未能改善态度和实践维度的拟合。
* **3.6 收敛效度与区分效度**：联合模型中，态度AVE=0.732，实践B1（条件响应性自我护理与就医寻求）AVE=0.679，实践B2（常规预防实践）AVE=0.457，自我效能AVE=0.709；B2的AVE平方根（0.676）低于B1-B2相关（0.783），HTMT=0.800，表明两因子区分性有限。
* **3.7 信度**：全样本Cronbach's α为0.855-0.929，McDonald's ω为0.867-0.930，分半信度0.870-0.940；58名青少年约14天后重测ICC(2,1)为0.797-0.866，表明各维度内部一致性和时间稳定性良好。
* **3.8 天花板与地板效应**：知识维度地板4.2%、天花板4.4%，实践维度地板0.7%、天花板8.4%，均低于15%标准；态度天花板18.8%，自我效能天花板19.6%，超过标准，可能限制高分端区分度。
* **3.9 测量不变性**：多组CFA显示，在自报性别（男/女）和年龄组上，组态、度量、标量模型ΔCFI≤0.010、ΔRMSEA≤0.015，支持组间比较。
* **3.10 知识维度的IRT分析**：双参数逻辑斯蒂克模型（2PL）拟合可接受（RMSEA=0.08，CFI=0.95，TLI=0.94），条目区分度a范围0.55-3.58，难度b范围-1.82至0.66，多数条目较易，K6和K12区分度最低（0.58和0.55）。
**讨论与结论**
讨论部分指出，AOMH-KAPQ的开发遵循了量表构建的常规序列，条目保留基于序贯证据而非自动统计规则。内部一致性和时间稳定性在各维度表现良好，但态度和实践维度的结构效度证据混合，尤其RMSEA偏高，且模型中关键修正（删除A2、添加P6-P8残差协方差）均在同一CFA样本中进行，需独立样本验证。自我效能维度结构证据较强。实践的两个因子（条件响应性自我护理与就医寻求、常规预防实践）虽可能反映不同行为情境，但因子间高度相关且B2仅含3个条目，AVE较低，不应作为独立子量表使用。知识条目普遍偏易，限制了高分端区分度，未来修订需增加较难条目。测量不变性初步支持性别和年龄组比较，但限于本样本及暂定结构。研究局限性包括便利抽样、自我报告偏倚、回忆偏倚、重测样本小、未评估效标关联效度、诊断准确性和反应度。结论部分翻译如下：在本样本中，AOMH-KAPQ为四个独立解释的维度分数提供了初步心理测量学证据，同时保留了六个口腔颌面主题的覆盖。内部一致性和短期稳定性良好，但结构证据混合，尤其态度和实践维度；这些结构仍属初步。该青少年自填量表可能支持与研究对象相似人群的研究和群体层面教育需求评估，但不应用于个体临床决策、诊断或风险分类。在更广泛应用前，需在跨地理、人口和文化背景下进行独立验证，并获取效标关联、临床和反应度证据。
