家长养育健康素养现况

校欣玮 顾荣芳

摘   要： 家长养育健康素养既关乎家长的育儿信心，也关乎幼儿的健康成长，甚至关系到国家的可持续发展。以N市幼儿家长为研究对象的养育健康素养调查结果显示：家长在不同能力和领域维度上的养育健康素养差异显著；过半数家长尚未具备基本的养育健康素养；高社会经济地位家长和女性家长养育健康素养较高。鉴于此，幼儿家长养育健康素养促进工作应关注指导内容的丰富性和系统性，根据家长养育健康素养所属类型特征提供针对性指导，重点支持处境不利家长，并且需要家庭、社会携手营造良好的父育文化。

关键词： 养育健康素养；幼儿家长；健康促进

一、问题提出

自2000年世界卫生组织（WHO）将推广健康素养（health literacy）作为健康促进戰略的重要组成部分1 以来，“健康素养”愈发受到临床医疗、公共卫生、人口发展、心理科学、教育学等领域的广泛关注。2019年，我国健康中国行动推进委员会颁布《健康中国行动（2019—2030年）》，明确提出“把提升健康素养作为增进全民健康的前提”，并在具体指标中倡导个体和社会“主动学习科学育儿和儿童早期发展知识”。2021年，《中国儿童发展纲要（2021—2030年）》（以下简称《新儿纲》）和《健康儿童行动提升计划（2021—2025年）》相继将“提高儿童照护人健康素养”纳入主要发展目标，从战略上肯定了家长健康素养的重要价值。而家长的健康素养与成人一般性健康素养不完全相同，应特别关注促进儿童健康的养育任务。换言之，家长的健康素养应包含家长养育健康素养（Parenting Health Literacy，缩称PHL）。

但家长在儿童不同年龄段所面临的健康养育任务差异较大，其中，3—6岁是一个特殊阶段。维持和促进3—6岁儿童身心健康是对家长养育健康知识、态度和能力的多重考验，国家和社会及时提供有针对性的引导和支持将有助于家长顺利完成这一阶段的养育任务，而有效的支持则依赖于对家长PHL现况的把握。

我国学者张妍2 和澳大利亚学者艾尔（Ayre）3 已经开展了家长养育健康素养体系的建构和评估工作，但仅关注了身体的发育和健康，忽视了心理健康维度，且在儿童年龄段方面针对性不强。可见，评估家长PHL的前提是进一步完善家长PHL指标体系。鉴于此，本研究在前期依据欧洲健康素养研究所的“健康素养综合概念模型”1 和WHO的“生理—心理—社会健康模型”2，在初步构建幼儿家长养育健康素养三维框架的基础上，利用德尔菲专家咨询法进一步修订和完善了幼儿家长养育健康素养指标体系。最终的三维框架包含“生理、心理”两个健康功能领域，“医疗服务、健康促进”两个健康活动领域，“获取、理解、应用”三个能力层次，形成9个子维度和42项具体指标。9个子维度分别为获取科学的幼儿健康信息（S1）、理解幼儿生理健康医疗服务信息（S2）、理解幼儿生理健康促进信息（S3）、理解幼儿心理健康医疗服务信息（S4）、理解幼儿心理健康促进信息（S5）、应用幼儿生理健康医疗服务信息（S6）、应用幼儿生理健康促进信息（S7）、应用幼儿心理健康医疗服务信息（S8）、应用幼儿心理健康促进信息（S9）。

在该指标体系的基础上，本研究编制了幼儿家长养育健康素养评估工具，并对N市幼儿家长进行了养育健康素养调查，从整体水平、类型特征和人口学差异三个方面呈现家长养育健康素养的现况，为家庭健康养育指导服务的开展提供依据。

二、研究方法

1.抽样

本研究在N市4个辖区抽取6所幼儿园，共发放1579份问卷，最终回收问卷1245份，回收率为78.85%。剔除无效样本，最终保留有效问卷1098份，有效率88.19%。样本信息见表1。

2.研究工具

（1）问卷基本信息

本研究采用幼儿家长PHL自编问卷进行评估，自编问卷包括标题、前言、主体和结束语四大部分，主体部分包括PHL调查题和人口学背景调查题。PHL部分包括单选题、多选题和李克特五点式量表题三种题型，计分方法参考了全国居民健康素养监测调查问卷计分法1，并根据本研究需要做了一定修改，将多选题“所有选项答对60%以上记为回答正确”改为“按照答对的选项在所有选项中占比计分”，且根据各指标权重对题项进行加权后再计算总分。题项计分方法为：单选题答对则计为5分，答错计为0分；多选题按照答对的选项在所有选项中占比计分，全答对记5分；量表题按照所选程度分别赋值0、1.25、2.5、3.75、5。加总计分方法为：采用优序图法，根据专家对各指标和维度的重要性评分结果计算指标和维度权重，单个题项权重与所属指标权重一致。若一指标对应多个题项，则按该指标下题目数量均分指标权重后再对题项赋予权重。子维度总分为题项得分与权重乘积之和，PHL总分为子维度得分与权重乘积之和。人口学调查部分，7道题项均为单选题，分别调查了家长身份、年龄、子女数、受教育水平、职业、家庭年收入和户籍。

（2）信效度检验

参考PHL指标体系编制初始问卷后，邀请4位专家审阅并经研究者多轮修改，形成预测问卷，PHL评估部分共48个题项。研究者在H市、Y市、C市、T市各选取1所幼儿园，向幼儿家长发放电子问卷，最终回收问卷484份。根据箱型图剔除极端异常值后，剩余有效问卷462份，有效率95.45%。

经项目分析，问卷保留41题，总体Cronbachs α系数为0.819，各因子Cronbachs α系数均不小于0.700，证明问卷内部一致性程度较高；将问卷奇偶分半后，奇偶分半信度系数为0.869，证明问卷分半信度较高；总体和各维度的重测信度均不小于0.74，证明问卷重测信度良好。以全国居民健康素养监测快速评估调查问卷（HLSRAQ）2 为效标，效标效度理想（r=0.313，p＜0.01）。采用贝叶斯估计法进行验证性因子分析3，最佳拟合模型符合指标体系框架（PPP=0.646，Δχ295% PPI=-130.072～89.035，DIC=47 285.898），且通过敏感性检验。

三、研究结果

1.家长养育健康素养的现有水平

由于正式问卷题项有删减，根据第三轮德尔菲专家咨询结果中各指标的重要性得分重新计算了保留指标的权重（见表2）。结果显示，1098位受调查家长的PHL均分为4.02（满分5分，SD=0.41），一般以总分的80%作为是否具有健康素养的标准4，家长均分基本达到标准。各维度均分为3.36—4.67，各指标均分2.83—4.86。均分低于4.00的维度为S1、S2、S7和S9，表示家长在多数维度上的健康素养较高，但在获取科学的幼儿健康信息、理解幼儿生理健康医疗服务信息、应用幼儿生理健康促进信息、应用幼儿心理健康促进信息维度的健康素养较低。低于4.00分的指标为F1、F2、F3、F5、F6、F10、F18、F30、F32、F39、F40，涉及的育兒主题为小儿发烧、预防接种、维生素与矿物质缺乏、常见心理问题及高危因素、身体锻炼、口腔保健、社会适应、自我意识。

家长在不同能力和领域维度的PHL得分与差异性检验结果，见表3。不同能力层面PHL中，家长应用能力得分最高（x=4.09），理解能力居中（x=4.06），获取能力最低（x=3.36）。其中，获取能力与理解能力（t=-26.43，df=1097，p＜0.001，Cohens d1=-0.87）、应用能力（t=-27.51，df=1097，p＜0.001， Cohens d=-0.92）的差异均具有统计学意义，且达到大差异效应水平。生理和心理领域PHL中，心理领域得分（x=4.07）高于生理领域（x=3.76），差异具有统计学意义（t=23.67，df=1097，p＜0.001，Cohens d=0.69），且达到中等效应水平。医疗服务和健康促进领域中，医疗服务领域得分（x=4.25）高于健康促进领域（x=3.97），差异具有统计学意义（t=19.69，df=1097，p＜0.001，Cohens d=0.58），且接近中等效应水平。

2.家长养育健康素养的潜在类型

为进一步理解幼儿家长PHL的不同水平类型和对应的特征，我们基于家长在“获取”“理解”和“应用”三个能力维度的PHL得分进行潜在剖面分析（LPA）。LPA是潜在类别分析（LCA）中分析连续观测变量特殊形式，是对个体在观测指标上的反应模式进行分类的方法。确定类别数目是LPA的重点，目前用于确定类别数目的指标可以分成两类：信息指数和基于似然比的信息统计量，包括AIC、BIC、样本校正的BIC（aBIC）、Entropy、BLRT和LMR。1

依次增加类别数进行LPA，如表4结果显示AIC、BIC、aBIC依次减小，Entropy在潜在类别设为3类时最接近0.7，LMR和BLRT的p值在潜在类别为2—3类时具有统计学意义，因此，将类别确定为3类。

如图1，依据潜在剖面分析的结果，绘制3类别家长在不同能力水平上的得分情况。由于一般以总分的80%作为是否具有健康素养的标准，因此，将3类别分别命名为“欠缺基本PHL”型（C1）、“部分接近基本PHL”型（C2）和“具备基本PHL”型（C3），分别占整体样本的5%、46%和49%。

3类家长均在“获取”能力上得分最低，C1和C2家长“应用”能力得分最高，C3家长“获取”能力得分最高。C1家长所有能力均低于3.5分，其中“获取”和“理解”能力低于3分。C2家长所有能力均低于4分，其中“理解”和“应用”能力接近4分，“获取”能力低于3分。C3家长“理解”和“应用”能力均超过4分，且“获取”能力接近4分。可见，仅C3家长具备基本的PHL，而C1和C2家长均未具备基本PHL的水平。

3.基于PHL得分的人口学差异分析

如表5所示，受调查幼儿家长的PHL得分在7个人口学变量上均差异显著，其中，受教育水平的差异效应达到中等水平，职业和家庭年收入的差异效应次之，年龄、户籍和身份的差异效应较小但均达到小效应水平。而子女数的差异效应未达到小效应水平，可能是由于本研究样本量较大导致伪显著性，故不在子女数变量上进一步进行事后检验。

在受教育水平变量上，小学至本科学历组间，学历越高，家长PHL得分越高。其中，本科学历家长得分（x=4.09）显著高于本科学历以下的家长；小学学历家长得分（x=3.53）显著低于其他家长。在职业变量上，农民得分（x=3.56）最低，且与其他职业差异具有统计学意义；医护工作者得分最高（x=4.17），且显著高于除教师外的其他家长；教师的得分次高（x=4.12），且显著高于农民、工人（x=3.94）和自由职业或个体户（x=3.95）。在家庭年收入变量上，年收入越高，家长得分也越高。大多数组间的差异均显著。在年龄变量上，40周岁以上家长得分（x=3.89）显著低于25—39周岁的三组家长。在户籍变量上，外地农村户籍家长得分最低（x=3.94），且显著低于本地和外地城市户籍的家长。在身份变量上，由于其他抚养人占比较小，本研究仅比较了父亲与母亲之间的差异，结果显示母亲的PHL得分（x=4.06）显著高于父亲（x=3.91）。

4.基于PHL潜在类型的人口学差异分析

对受调查家长养育健康素养的潜在类别进行人口学差异分析发现，家长养育健康素养类型分布在各变量上的差异效应基本处于小效应水平。其中，在受教育水平、身份变量上差异效应较大，在家庭年收入和职业变量上差异效应一般，在户籍和年龄变量上差异效应较小，而在子女数变量上的差异效应仍未达到小效应水平。

对家长PHL潜在类型的人口学差异进行事后检验发现：在受教育水平变量上，仅有4.3%大专学历、2.6%本科学历、2.7%研究生学历家长属于C1，但有13.0%高中学历、17.5%初中学历、22.2%小学学历的家长属于C1；有47.1%大专学历、42.5%本科学历、45.1%研究生学历家长属于C2，但有65.0%初中学历家长属于C2；有36.1%高中学历、17.5%初中学历、没有小学学历的家长属于C3，但有48.6%大专学历、55.0%本科学历、52.2%研究生学历家长属于C3。

在身份变量上，3.5%的母亲属于C1，而有9.1%的父亲属于C1；44.2%的母亲属于C2，而有51.5%的父亲属于C2；有52.3%的母亲属于C3，仅有39.4%的父亲属于C3。

在家庭年收入变量上，20.0%家庭年收入为6万元以下的家长属于C1，而其他组别属于C1的家长比例仅为2.9%—6.3%；有28.6%家庭年收入低于6万元的家长、39.8%家庭年收入6—10万元的家长属于C3，而有48.2%家庭年收入15—28万元、53.3%家庭年收入28万元以上的家长属于C3。

在职业变量上，有28.6%的农民、9.4%的工人属于C1，其他职业属于C1的家长比例仅为0.0%—6.9%；有14.3%的农民属于C3，而有58.2%的教师、60.0%的医护工作者属于C3。

在户籍变量上，有3.5%本地城市户籍家长属于C1，而有8.5%本地农村户籍和10.0%外地农村户籍家长属于C1；有39.2%外地农村家长属于C3，而有50.2%本地城市户籍、61.7%外地城市户籍家长属于C3。

在年龄变量上，有9.7%年龄40周岁及以上的家长属于C1，而有3.4%年龄25—29周岁、4.4%年龄30—34周岁、3.5%年龄35—39周岁的家长属于C1。53.2%年龄30—34周岁的家长属于C3，而仅有40.3%年龄40周岁及以上的家长属于C3。

四、研究讨论

1.家长在不同能力和领域维度上的PHL差异显著

接受调查的1098位家长中，PHL均分为4.02，但经差异性分析发现，家长在不同能力和领域维度上的PHL差异显著。其中，心理健康素养均分显著高于生理健康素养；理解和应用健康信息的素养显著高于获取健康信息；医疗服务领域健康素养显著高于健康促进领域。张妍团队针对上海市4—6岁儿童家长的调查结果1 发现，家长生理健康素养均分为76.71（满分100分），与本研究生理健康维度得分非常接近。她们还发现，医疗服务领域素养的具备率大于健康促进领域，理解健康信息素养具备率大于获取和应用素养。但本研究结果显示，理解与应用之间得分相近，差异并不显著，这可能是因为本研究增加了心理健康领域。根据这一推测分领域进行差异性检验发现，生理和心理健康领域的“理解—应用”差异相互中和，从而导致“理解—应用”整体差异不显著。

研究还发现，家长在小儿发烧、预防接种、维生素与矿物质缺乏、常见心理问题及高危因素、身体锻炼、口腔保健、社会适应、自我意识主题中的健康素养较低。已有研究也证实，家长在处理幼儿常见生理疾病、维生素与矿物质缺乏方面健康素养有待加强。2 而本研究发现，预防接种、身体锻炼、常见心理问题及高危因素、身体锻炼、口腔保健、社会适应、自我意识也是家长需要加强关注的养育主题。

2.过半数青年家长尚未具备基本的PHL

根据家长在不同能力维度上的PHL得分进行LPA，可以将家长分为“欠缺基本PHL”“部分接近基本PHL”和“具备基本PHL”三种类型，其中，仅49%的家长达到“具备基本PHL”水平，这一数据高于2017年上海市幼儿家长生理领域PHL40.4%的具备率1，这可能与本研究加入了生理健康领域题项有关。但仍有过半数家长尚未具备基本的PHL，说明还需不断完善和落实幼儿家长的PHL促进工作。

3.高社会经济地位家长和女性家长的PHL较高

本研究结果显示，受教育水平和身份变量是较为重要的人口学变量，接受过高等教育的家长、母亲的PHL较高，且更有可能具备基本的PHL。而家庭收入、户籍、职业、年龄也具备一定的差异效应，高家庭收入家长、城市户籍家长、医护人员和教师、40周岁以下的家长PHL较高，更有可能具备基本的PHL。这一结果与其他研究的结果一致2，可以从已知组别效应角度证明问卷结构效度良好。3

社会经济地位一般以收入、学历、职业为测量指标，本研究中高社会经济地位家长的PHL更高，而已有研究也证实个体健康素养与社会经济地位相关。4567 其中，受教育水平是主要变量，一方面，可能因为受过高等教育的家长具备较高获取、理解和应用知识的能力，而这些能力有助于家长具备更高的PHL；另一方面，可能是因为受教育水平越高的家长更加重视子女养育问题8，在学习和钻研科学育儿方面花了更多精力。职业和家庭收入也是差异效应较大的人口学变量。本研究对具体职业的考察发现，医护工作者和教师的PHL较其他职业更高，这可能与他们在健康养育方面的专业性有关。在家庭年收入方面，年收入越高，家长的PHL越高，这可能是因为较好的经济收入为家长维持和促进幼儿健康提供了条件，比如，家长有条件创设更卫生、安全的养育环境，有机會接触更专业的家庭健康养育指导服务人员。

母亲比父亲具备更高的PHL，可能是由于父亲在照顾儿童方面参与较少9，也可能是由于女性在健康素养方面具有优势。关于第二个原因，国外研究发现女性健康素养较男性更高10，但我国居民健康素养研究并未发现性别差异11，因此，根据我国人口数据可以推测，母亲PHL高于父亲主要是由于育儿参与程度存在差异。

五、研究建议

1.关注PHL指导内容的丰富性和系统性

PHL是一个多维立体概念，故PHL促进工作中也应注意指导内容的丰富性和系统性。

首先，促进行动需兼顾“获取”“理解”“应用”三个能力层面。其中，家长PHL的短板是“获取”层面的能力，而这可能与养育幼儿健康信息的科学渠道非常有限有关。针对这一问题，政府和相关部门应当增设和宣传开放、灵活、简便、权威的PHL信息服务平台，除学校和幼儿园、医疗保健机构外，也可倡导社会公共文化服务机构开展PHL普及活动。

其次，PHL涉及幼儿身心健康。虽然生理健康是家长较为关注的方面，但家长在该领域的PHL并不高。因此，需要进一步关注得分不高的主题，也需反思现有生理健康领域的家长育儿指导服务，是否由于行动纲领的不完善、专业人员的短缺、实施过程的粗糙等原因造成实际服务效果不佳。

最后，在幼儿健康方面进行价值引领。PHL包括医疗服务和健康促进两类健康活动领域，家长在健康促进领域的PHL较低，这可能是由于家长对幼儿日常保健、健康行为习惯的重视度不如对疾病的重视度高，没有意识到幼儿身心功能的提高、健康行为习惯的养成是追求更好生活的重要基础。故PHL促进体系不仅要对家长进行具体养育问题的指导，还需在幼儿健康的价值方面进行引领。

2.根据家长所属潜在类型特征提供针对性指导

确定家长所属类别并进行有针对性的干预可以提高效率，减少人力物力浪费。目前，家长的PHL主要存在三种不同类型，不同类型家长需要的支持策略和力度有所不同。对于“欠缺基本PHL”的家长，家庭健康养育指导服务的重难点在于要进行全面、扎实、系统的养育健康素养指导；对于“部分接近基本PHL”的家长，重点则在于提高他们获取健康信息的能力，难点在于进一步促进他们理解和应用健康信息的能力；对于“具备基本PHL”的家长，重点也在于提高获取健康信息的能力，同时应为他们自主发展理解和应用健康信息的能力提供条件。

3.重点支持处境不利家长

根据健康素养研究的发展脉络，综合性健康素养的形成正是致力于摆脱将健康素养视为个人缺陷，拒绝将低健康素养的责任完全归咎于个人。1 本研究发现，处境不利群体家长的PHL较低，而他们想要提升自身PHL需要付出更多的努力，学习更多的知识技能，克服更多的阻碍和压力。因此，针对处境不利家长，需要体察他们的处境和需要，关键更在于强化社会决定因素的积极影响。这些家庭不仅需要养育健康素养方面的指导服务，还需要生活帮扶、创业就业支持等个性化服务。

4.家庭、社会携手营造良好的父育文化

父亲是育儿中重要而特殊的群体，本研究发现父亲的PHL低于母亲，这可能与育儿乃是“母职”的社会认识倾向有关。但一个人完成育儿健康任务的能力是有限的，往往需要通过其他家庭成员的能力来弥补2，故父亲的参与对于减轻母亲育儿压力具有极大的支持作用。同时，父亲的育儿投入对儿童各方面的发展都有显著影响，且这种影响与母亲相比具有同等重要的地位。3 因此，家长PHL促进工作应当将父亲纳入其中。首先，家庭内部应当鼓励父亲参与育儿事务，信任父亲，留给父亲参与空间。其次，家长PHL指导人员应争取与父亲沟通的机会，并有针对性地提供父亲参与育儿事务的策略。最后，社会文化特别是职场文化中，应当鼓励男性预留育儿时间、保证育儿参与度。4

Current Situation of Parenting Health Literacy

— A Survey on Parents of Young Children in N City

XIAO Xinwei， GU Rongfang

（School of Education Science， Nanjing Normal University， Nanjing Jiangsu， 210024）

Abstract： Parents parenting health literacy （PHL） is related to not only the healthy growth of children and parenting confidence of parents， but also the sustainable national development. The results of the survey on PHL in N City show that parents' PHL varies significantly across different competencies and domains; more than half of parents do not achieve basic PHL; and PHL tends to be higher among parents with high socio-economic status and women. In view of this， the improvement of PHL among parents of young children should focus on the richness and systematicness of the guidance， the provision of the targeted instruction according to the different types of PHL， and prioritise the support for disadvantaged parents. Meanwhile， families and society should work together to cultivate a great culture of fatherhood.

Key words： parenting health literacy，parents of young children，health promotion

基金項目：本文系教育部首批新文科研究与改革实践项目“基于教卫融合的学前教育本科人才培养方案的研究与实践”（项目编号：2021060041）和江苏省教育厅2021年度高校哲学社会科学研究“0—3岁托育教师专业发展研究：现实需求、影响因素与提升路径”（项目批准号：2021SJA0255）的阶段性研究成果。

作者简介：校欣玮，南京师范大学教育科学学院博士研究生，主要从事学前儿童健康教育研究；顾荣芳，南京师范大学教育科学学院教授，博士生导师，博士，主要从事学前儿童健康教育研究。

1  World Health Organization：Health Promotion，载WHO官网：http：//who.int/iris/bitstream/handle/10665/78644/ee4.pdf，最后登录日期：2021年9月8日。

1  张妍，蒋泓，史慧静：《应用Delphi法构建0—6岁儿童家长的健康素养评价指标体系》，《中国妇幼保健》 2017年第23期，第5809-5812页。

2  Julie Ayre， et al.，“Validation of an Australian Parenting Health Literacy Skills Instrument： The Parenting Plus Skills Index”，Patient Education and Counseling，Vol.103，no.6 （June 2020），pp.1245-1251.

3  Kristine S?rensen， et al.，“Health Literacy and Public Health： a Systematic Review and Integration of Definitions and Models”，BMC Public Health，Vol.12，no.1 （January 2012）， pp.1-13.

4  World Health Organization：Constitution of the World Health Organization，载WHO官网：https：//www.afro.who.int/publications/constitution-world-health-organization，最后登录日期：2022年11月29日。

1  李小宁，李英华，郭海健：《健康素养监测评估技术指南》，东南大学出版社2013年版，第75页。

2  杜修本，韩铁光，荆春霞，庄润森：《全国居民健康素养监测快速评估调查问卷（HLSRAQ）的构建与验证》，《健康教育与健康促进》2019年第4期，第310-313页。

3  本研究选择贝叶斯估计而非最大似然估计进行验证性因子分析的原因如下：（1）经检验，观测变量不满足多元正态分布，此种情况下，贝叶斯估计法比最大似然法能更好地拒绝错误模型；（2）问卷结构依据三个层面交叉形成的综合指标体系框架（健康领域×内容领域×能力）建立，传统验证性因子分析方法中零交叉载荷、零残差相关的严格模型限制与其不吻合，坚持采用严格的最大似然法进行因子分析有可能获得简洁但偏离真实结构的错误模型，拒绝复杂但契合实际情况的正确模型。

1  李英华，毛群安，石琦，陶茂萱，聂雪琼，李莉，黄相刚，石名菲：《2012年中国居民健康素养监测结果》，《中国健康教育》2015年第2期，第99-103页。

1  t检验一般使用Cohens d作为效应量，当d为0.20～0.49，属于小效应；d为0.50～0.79，属于中等效应；当d≥0.80，属于大效应。

2  王孟成，毕向阳：《潜变量建模与Mplus应用.进阶篇》. 重庆大学出版社2018年版，第5-13页。

1  张妍，蒋泓：《上海市部分辖区4—6岁儿童家长的养育健康素养现况》，《上海预防医学》2018年第11期，第918-923页，第948页。

2  张妍，蒋泓：《上海市部分辖区4—6岁儿童家长的养育健康素养现况》，《上海预防医学》2018年第11期，第918-923页，第948页。

3  张妍，蔣泓：《上海市部分辖区4—6岁儿童家长的养育健康素养现况》，《上海预防医学》2018年第11期，第918-923页，第948页。

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