簡體中文版嬰兒喂養態度量表在父親群體中應用的信效度檢驗

胡皎，陳漂漂，賈曉慧，張麗萍

（1.溫州醫科大學 第二臨床醫學院，浙江 溫州 325035；2.溫州醫科大學附屬第二醫院育英兒童醫院兒童呼吸科，浙江 溫州 325027；3.溫州醫科大學附屬第二醫院育英兒童醫院 護理培訓中心，浙江溫州 325027）

母乳喂養是全世界公認的嬰兒最佳的喂養方式。世界衛生組織認為，母乳喂養可以降低兒童的病死率，它給健康帶來的益處可以延續到成人期。但是我國母乳喂養現狀并不理想，2014年3月國家衛生與計劃生育委員會公布數據顯示，我國0～6個月嬰兒純母乳喂養率為27.8%，其中農村為30.3%，城市僅為15.8%，遠未達到《中國兒童發展綱要（2011-2020年）》中提出“0～6個月嬰兒純母乳喂養率達到50%”的目標。1998年世界銀行的調查顯示我國的純母乳喂養率為67%，我國純母乳喂養率呈急劇下降趨勢，16年來下降了近40%，采取有效措施提高母乳喂養率已經迫在眉睫。近年一些研究[1-5]發現，母乳喂養率與家庭支持尤其是丈夫的態度密切相關，可以通過改變丈夫的態度來促進母乳喂養。但是目前還沒有可廣泛地用于評估父親態度的有效工具，美國IOWA大學De La Mora等[6]編制的嬰兒喂養態度量表（Iowa infant feeding attitude scale，IIFAS）可評估孕產婦的嬰兒喂養態度，由于其測量內容與性別無關，因此也可應用于嬰兒父親群體中。本研究應用簡體中文版IIFAS量表，在嬰兒父親中進行測量并評價其在該人群中應用的性能，為評估嬰兒父親的喂養態度研究提供一種準確有效的工具。

1 對象和方法

1.1 研究對象 本研究于2013年12月至2014年1月在浙江省溫州市的3所三級甲等醫院產科實施，采用便利抽樣法抽取新生兒父親進行調查。納入標準：①年齡≥18周歲；②新生兒為正常足月兒；③單胎；④伴侶無母乳喂養禁忌證；⑤夫妻均無精神疾病；⑥能看懂中文并能用普通話進行交流；⑦自愿參與本研究。本次調查共發放問卷204份，收回194份，篩選并排除填寫不完整和隨意填寫的問卷，有效問卷共181份，回收有效率為88.7%，產后42 d參與電話隨訪的嬰兒父親共170位。研究對象一般情況，見表1。

1.2 研究工具 英文版IIFAS具有良好的信效度，并被引進到羅馬、蘇格蘭、北愛爾蘭、中國臺灣和中國澳門地區，在不同人群中廣泛應用[8-12]。該量表共17個條目構成；采用likert 5級計分法進行測量（非常不同意計1分、不同意計2分、中立計3分、同意計4分、非常同意計5分），總分17～85分，其中第1、第2、第4、第6、第8、第10、第11、第14、第17條為反向計分條目[6]，總分越高越傾向于母乳喂養，總分越低越傾向于奶粉喂養。簡體中文版IIFAS量表由學者戴紅霞翻譯，本研究征得原作者及翻譯者的授權同意，用簡體中文版IIFAS量表在新生兒父親群體中進行信效度檢驗。

1.3 資料收集方法 經研究對象所在醫院的管理部門同意后進行資料收集。研究者向研究對象說明研究的目的和意義，強調所收集信息僅作為研究用途并嚴格保密。征得研究對象同意后，研究者采用統一指導語向研究對象解釋填寫方法和注意事項。研究對象在研究者的監督指導下，現場獨立填寫問卷，完成填寫后當場收回。研究者現場檢查問卷，發現遺漏、重復填寫的項目及時請研究對象補填、修正。本研究先在溫州市某三甲醫院產科隨機抽取10位新生兒父親進行預調查，研究對象均表示量表各條目的意思明確、清晰、易理解，完成整份問卷需約10 min。隨后開始正式調查，并于嬰兒出生后42 d對研究對象進行電話隨訪，了解嬰兒出生42 d內的喂養方式。

表1 研究對象一般情況

1.4 統計學處理方法 采用SPSS17.0統計軟件進行統計分析。用獨立樣本t檢驗求出高分組和低分組在每個條目平均數差異值作為決斷值（決斷值=t值），及各條目得分與總分的Pearson相關系數來分析條目的鑒別度，探索性因子分析法檢驗量表的結構效度，Cronbach’sα 系數評價量表和各因子的內在一致性信度，獨立樣本t檢驗評價量表的預測效度。P＜0.05為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 條目分析 ①臨界比值法：按量表總分高低進行排序，前27%為高分組，后27%為低分組，以高分組和低分組在每個條目的平均數差值作為決斷值，未達顯著水平的條目可以考慮刪除[7]。條目5、條目10和條目17均未達顯著水平（檢驗水準α=0.01），其他14個條目決斷值為3.747～7.800，均＞3.000（均P＜0.01）。②Pearson相關系數法：各條目得分與問卷總分兩者的Pearson相關系數未達顯著水平（檢驗水準α=0.01）的條目可以考慮刪除。條目5、條目10和條目17的得分與總分的Pearson相關系數未達顯著水平，其余條目得分與總分的相關系數為0.287～0.549（均P＜0.01），除條目16，其余條目相關系數均＞0.300。見表2。

表2 各條目的決斷值及其得分與總分的相關系數

同時滿足臨界比值法和Pearson相關系數法排除標準的條目予以刪除；因此刪除條目5“奶粉喂養吃得更多”，條目10“母乳喂養吃得更多”和條目17“偶爾飲酒不能喂母乳”。

2.2 效度分析 ①結構效度：探索性因子分析保留14個條目數據，KMO值為0.649，Bartlett’s球形檢驗x2=544.954（df=91，P＜0.001），適合做因子分析[7]。采用主成分分析法，按特征值≥l的標準進行因子的正交旋轉。總共提取4個公因子，其中條目3在公因子1和公因子4上的因素負荷量絕對值均＞0.4，但條目3歸于公因子1較適合公因子命名，因此將條目3歸于公因子1；4個公因子累積方差貢獻率為54.054%，公因子1、公因子2、公因子3、公因子4分別解釋變量的19.438%、13.472%、12.111%、9.034%，各條目因素負荷量在0.436～0.885。因子1命名為母乳喂養利于嬰兒健康，因子2命名為母乳喂養經濟、方便；因子3命名為奶粉喂養的優勢；因子4命名為母乳知識水平。條目共同性和轉軸后成分矩陣，見表3。②預測效度：用產后42 d采取不同的喂養方式（純母乳喂養、混合喂養、純奶粉喂養）的嬰兒父親們在量表總分上的差異來評價。純母乳喂養組（n=53，=54.717，s=5.645）和混合喂養組（n=84，=54.845，s=4.905）的總分明顯高于純奶粉喂養組（n=33，=52.303，s=4.640）的總分，F（2，167）=3.187，差異有統計學意義（P＜0.05）。

2.3 信度分析 量表Cronbach’s α=0.672，公因子1、公因子2、公因子3的Cronbach’s α系數分別為0.712、0.634、0.500。

3 討論

3.1 條目分析 條目5、10、17區分度較低予以刪除。對于條目5“奶粉喂養吃得多”和條目10“母乳喂養吃得多”，嬰兒父親們普遍認為吃得多與少由嬰兒的需求決定，與喂養方式關系不大。中國大陸喜歡飲酒的婦女非常少，因此嬰兒父親們認為條目17“偶爾飲酒不能喂母乳”對喂養方式的影響很小。余下14個條目的決斷值≥3.000，說明條目的鑒別度較好；條目得分與總分的Pearson相關系數≥0.300，表示兩者相關性尚可；Pearson相關系數≥0.400，表示兩者相關性較強。14個條目中有9個條目的Pearson相關系數≥0.400，5個條目Pearson相關系數＜0.4，分別為條目1“喂母乳的好處到停喂時結束”（r=0.346）、條目4“母乳缺鐵”（r=0.361）、條目6“喂奶粉對于工作者更好”（r=0.366）、條目8“公共場合不能喂母乳”（r=0.373）、條目16“母乳喂養較便宜”（r=0.287）。中國澳門戴紅霞等[9]的研究中有6個條目的Pearson相關系數＜0.4，分別為條目5（r=0.31）、條目10（r=0.21）、條目17（r=0.20）以及條目3“喂母乳令母子更親密”（r=0.38）、條目7“喂母乳是錯失母愛的行為”（r=0.35）、條目9“喂母乳更健康”（r=0.37）。兩研究結果存在差異，可能與大陸嬰兒父親群體普遍認為選擇喂養方式是母親的事和不了解母乳喂養知識有關。

表3 各條目共同性和轉軸后成分矩陣

3.2 效度分析 ①結構效度指能夠測量出理論的特質或概念的程度，即實際的測驗分數能夠解釋多少某一心理特質，它是量表的最重要特征之一。檢驗結構效度最常用的方法是因子分析法，此種因子分析是一種探索性分析方法，用于評價結構效度的主要指標有累積貢獻率、共同性和因子負荷量。累積貢獻率反映公因子對量表的累積有效程度，≥50%為較好。條目的共同性數值愈大，表明該條目與其他條目所欲測量的心理或行為的共同特質愈多，即該條目越有影響力。因子負荷反映原變量與某個公因子的相關程度，因素負荷量的絕對值越大，條目與公因子的關聯強度越強。本研究應用探索性因子分析檢驗量表的結構效度，主成分分析法共抽取4個公因子，累積方差貢獻率54.054%。各條目的共同性在0.291～0.825，均＞0.200，共同性較好。各條目的因子負荷量在0.436＞0.885，均＞0.400。公因子4只包含條目1，可能與父親們缺乏母乳知識有關。本研究中高中及其以下學歷占48.1%，而且只有22.7%父親參加過孕婦學校學習，由于缺乏母乳知識其可能對條目1判斷不夠準確。②預測效度是指測驗分數與將來校標間關系的程度。本研究用產后42 d純母乳喂養組、混合喂養組與純奶粉喂養組在量表總分上的差異來評價，結果純母乳喂養組和混合喂養組的總分明顯高于純奶粉喂養組，差異有統計學意義，說明本量表具有較好的預測效度。3.3 信度分析 信度是指量表所測結果的穩定性和一致性。信度有外在信度與內在信度兩大類，多選項量表中內在信度特別重要，評價內在信度最常用的方法是Cronbach’s α系數。美國版3次研究中Cronbach’s α系數在0.68～0.86[6]，羅馬版、澳門版、臺灣版、蘇格蘭版、北愛爾蘭版量表在母親中應用的Cronbach’s α系數分別為0.63、0.635、0.74、0.74、0.79[8-12]。簡體中文版IIFAS量表的Cronbach’s α=0.672，3個公因子Cronbach’s α系數在0.500～0.712，說明該量表的信度較好。

簡體中文版IIFAS量表在嬰兒父親群體中應用的信效度較好，尤其該量表預測效度較好，可以預測產后42 d的嬰兒喂養方式。

[1] Tan KL. Factors associated with exclusive breastfeeding among infants under six months of age in peninsular Malaysia[J]. Int Breastfeed J, 2011, 6(1): 2.

[2] Meedya S, Fahy K, Kable A. Factors that positively in f uence breastfeeding duration to 6 months: A literature review[J].Women Birth, 2010, 23(4): 135-145.

[3] Vaaler ML, Castrucci BC, Parks SE, et al. Men’s Attitudes Toward Breastfeeding: Findings from the 2007 Texas Be-havioral Risk Factor Surveillance System[J]. Matern Child Health J, 2011, 15(2): 148-157.

[4] 郭莉莉. 影響母乳喂養的社會心理因素分析[D]. 山西醫科大學, 2010: 5.

[5] 孫海玲. 舟山市初產婦母乳喂養自我效能及影響因素分析[J]. 中華現代護理雜志, 2013, 19(26): 3184-3186.

[6] De La Mom A, Russell DW. The Iowa infant feeding attitude scale:analysis of reliability and validity[J]. Journal of Applied Social Psychology, 1999, 29(11): 2362-2380.

[7] 吳明隆. 問卷統計分析實務[M]. 重慶: 重慶大學出版社,2010.

[8] Wallis AB, Brinzaniuc A, Chereches R, et a1. Reliability and validity of the Romanian version of a scale to measure infant feeding attitudes and knowledge[J]. Acta Paediatr, 2008,97(9): 1194-1199.

[9] 戴紅霞, 劉櫻. 中文版IOWA嬰兒喂養態度量表信度及效度分析[J]. 中國護理管理, 2013, 13(3): 42-45.

[10] H o YJ, McGrath JM. A Chinese version of Iowa Infant Feeding Attitude Scale:Reliability and validity assessment[J]. Int J Nurs Stud, 2011, 48(4): 475-478.

[11] Dungy CI, Mclnnes RJ, Tappin DM, et a1. Infant feeding attitudes and knowledge among socioe conomically disadvantaged women in Glasgow[J]. Matern Child Health J, 2008,12(3): 313-322.

[12] Sittlingtan J, Stewart-knox B, Wright M, et al. Infant-feeding attitudes of expectant mothers in Northern Ireland[J].Health Educ Res, 2007, 22(4): 561-570.