马来西亚城市社区的文化资本与健康素养：一项横断面研究 - 健康研究

摘要

健康素养是健康结果的重要决定因素，但许多方法继续强调个人认知技能，而对塑造人们获取健康信息方式的社会文化资源关注有限。本研究调查了马来西亚城市社区中文化资本与健康素养多个维度之间的关联。在霹雳州怡保市选定的城市社区中，对325名成年人进行了横断面研究。采用基于集群的方法确定研究地点，然后在选定的集群内进行基于社区的便利抽样。文化资本在具身化、客体化和制度化维度上进行了评估，而健康素养则使用经过验证的HLS-M-Q18工具进行测量，该工具捕捉获取、理解、评估和应用健康信息的能力。所有构念均表现出良好的内部一致性（Cronbach alpha = 0.822至0.931）。由于数据非正态分布，使用Spearman等级相关进行双变量分析，而多元线性回归估计了每种形式的文化资本对每个健康素养领域的独立贡献。文化资本与健康素养的所有维度均显著相关（p < 0.001）。制度化文化资本是获取（β = 0.298，p < 0.001）和理解（β = 0.305，p < 0.001）的最强预测因子，而具身化文化资本是评估（β = 0.537，p < 0.001）的唯一显著预测因子，也是应用（β = 0.359，p < 0.001）的最强预测因子。文化资本解释了结果中28.2%至41.9%的变异。在教育和收入水平上也观察到了差异。这些发现表明，健康素养不仅由获取信息决定，还受到更广泛的社会文化资源的影响。因此，公共卫生干预措施应超越信息提供，加强使个人能够在日常生活中评估和应用健康信息的经验和情境能力。

引言

健康素养通常被定义为以支持知情决策的方式获取、理解、评估和应用健康信息的能力[1]。较高水平的健康素养与改善的健康行为、更广泛使用预防服务和更好的疾病管理相关[2]。早期的概念化强调功能性技能，特别是阅读和理解能力，作为获取健康信息的核心[3]。虽然这些技能仍然很重要，但它们不足以解释个人如何应对日益复杂、动态且经常相互矛盾的信息环境。

最近的研究将健康素养重新定义为受更广泛的结构和文化条件影响的社会情境能力[4]。个人在特定的社会环境中与健康信息互动，其中解释和使用受到积累的资源、经验和倾向的影响。因此，具有相似获取水平或正规教育水平的个人在评估可信度、解释意义和将信息转化为行动的能力上可能存在显著差异[4]。这种区别很重要，因为当代健康沟通不仅要求个人获取信息，还要求他们判断信息是否可靠、相关并适用于其情况。

文化资本为理解这些差异提供了一个有用的框架。根据布迪厄的概念，文化资本以具身化、客体化和制度化的形式存在，每种形式都塑造了个人获取、解释和使用知识的方式[5]。在健康素养的背景下，文化资本已被用来解释社会文化资源如何影响健康相关知识、实践和不平等[6,7]。制度化文化资本指的是正规教育资格，客体化文化资本指的是文化商品和物质资源，具身化文化资本指的是持久的倾向、知识和行为方式[5]。在本研究中，这些形式与健康素养相关进行解释，例如正规教育可能支持理解书面健康信息，物质和信息资源可能增加接触健康信息的机会，具身化倾向可能塑造自信、沟通实践以及在健康相关决策中使用经验知识[1,3]。

这一框架使健康素养被理解为不仅仅是个人认知技能。正规教育可能支持阅读和理解能力，而物质资源可能增加接触健康信息的机会。然而，评估信息是否可信并在日常生活中应用它的能力可能更强烈地依赖于具身化的知识形式，包括自信、实践判断力和积累的经验。尽管文化资本与健康不平等相关，但它在健康素养特定领域的角色仍未得到充分探索[6]。

通过健康系统、传统媒体、社交媒体和移动健康平台，获取健康信息的途径已经扩大[8]。然而，仅获取信息并不能确保个人能够以改善健康行为或结果的方式理解、评估和应用健康信息[2,8]。接触相似信息的个人可能在如何解释、评估和采取行动方面存在差异，这表明有效参与健康信息不能仅通过获取来解释[2]。

这一区别在当代信息环境中尤为重要，这些环境的特点是信息暴露水平高且信息质量多变。个人不仅需要获取信息，还需要批判性地评估其可信度和相关性，特别是在存在错误信息的情况下。在这样的环境中，健康素养取决于信息获取、社会地位、文化资源和日常经验之间的互动。

马来西亚为研究这一问题提供了一个重要环境，因为近年来获取健康信息的途径已大幅扩展，特别是在城市环境中，同时全国报告了高水平的互联网和移动设备使用[9]。尽管如此，健康素养的差异仍然存在，这表明仅获取信息并不能确保有效参与[1,10]。城市人口接触到多种信息源，包括数字媒体、人际网络和正规医疗系统，但信息解释和使用方面的差异仍然明显[4]。

本研究解决的具体研究空白是，关于马来西亚城市社区中不同形式的文化资本如何与健康素养的不同领域相关的实证证据有限。现有研究主要强调教育、数字获取或个人识字技能，而较少关注可能塑造评估和应用等高阶能力的社会文化资源。因此，本研究调查了马来西亚城市社区中文化资本与健康素养多个维度之间的关联。具体而言，它评估了具身化、客体化和制度化形式的文化资本如何与获取、理解、评估和应用健康信息相关。

材料与方法

研究设计与设置

在马来西亚霹雳州怡保市选定的城市社区中，对居住在那里的成年人进行了一项横断面研究，以调查文化资本与健康素养之间的关联。选定的社区是具有混合社会经济特征的城市住宅区，包括教育程度、就业状况、收入和接触健康信息源方面的差异。选择此设置是因为文化资本与社会地位密切相关，可能因教育和社会经济群体而异。

选择怡保是因为它代表了一个具有相当规模且社会多元化的马来西亚城市环境[11]。城市居民可能通过多种正式和非正式渠道接触健康信息，包括医疗保健专业人员、互联网、家庭成员、电视和基于社区的活动[12]。这使得怡保成为研究健康素养的合适环境，特别是个人如何获取、理解、评估和将健康信息应用于医疗保健、疾病预防和健康促进[13,14]。考虑到城市人口中教育、收入、就业和物质资源的差异，该设置也为研究文化资本作为健康素养的社会文化决定因素提供了合适的背景[11,13]。

研究人群与抽样

研究人群包括居住在选定城市社区中18岁及以上的成年人。城市地区根据地理和行政边界定义为集群，这些集群内的符合条件的个人被邀请参与研究。由于没有全面的家庭级或个人级抽样框架，参与者通过直接接触数据收集时在场的个人进行基于社区的便利抽样招募。纳入标准包括年龄在18岁及以上、居住在选定地区以及能够理解和回应问卷。因认知或语言限制无法完成问卷的个人被排除。最终分析包括325名受访者。由于招募基于选定集群内的便利抽样，样本不应被解释为代表霹雳州所有城市居民的统计样本。

样本量最初由横断面研究的常规单比例公式指导，使用95%置信水平、预期比例50%和5%误差范围，这给出了384名受访者的最小目标[15]。在数据筛选后，最终分析包括325名受访者。虽然这低于最初的调查目标，但样本对于计划的多元回归分析仍然足够。每个回归模型包括三个主要预测变量：具身化、客体化和制度化文化资本。根据Green的建议N > 50 + 8m（其中m表示预测变量数量），三个预测变量所需的最小样本为74名受访者[16]。因此，最终样本超过了计划回归模型所需的最小要求，尽管研究结果应在非概率抽样方法的背景下解释。

参与者招募

参与者通过住宅社区内的面对面接触招募。训练有素的研究团队成员接触潜在参与者，解释研究目标，并邀请符合条件的个人参与。为减少选择偏差，招募在每个集群内的多个地点以及不同时间段（包括工作日和周末）进行。参与是自愿的，不提供任何激励。在参与前获得书面知情同意。

数据收集程序

数据于2025年2月至2025年8月期间使用结构化的自填问卷收集。必要时，研究团队提供澄清以确保准确理解项目。问卷以参与者熟悉的语言管理，以尽量减少误解。所有回复均匿名记录。参与者被告知研究目的、其权利以及随时无后果退出的能力。

测量

文化资本

文化资本基于布迪厄提出的概念框架进行操作化[5]，包括具身化、客体化和制度化资本。测量文化资本的项目是通过将文化资本的每个维度映射到与健康信息参与相关的可观察指标而开发的。具身化文化资本反映了与健康信息相关的内化倾向、自信、沟通实践和经验知识。客体化文化资本捕捉了获取物质和信息资源的机会，包括数字设备和健康相关信息源。制度化文化资本由正规教育程度表示。

项目开发过程涉及将布迪厄的概念类别适应健康信息背景。例如，具身化文化资本由与讨论健康信息的自信、解释健康建议的经验以及在日常决策中使用健康信息的熟悉程度相关的指标表示。客体化文化资本由获取健康相关材料和数字或信息资源表示。制度化文化资本由正规教育资格表示。研究团队在数据收集前审查了项目的概念相关性和情境适用性。问卷在一小群参与者中进行了预测试，以评估清晰度、措辞和可接受性。每个维度的综合得分计算为相应项目的平均值，得分越高表示文化资本水平越高。

健康素养

健康素养使用HLS-M-Q18工具进行评估，这是欧洲健康素养调查问卷的经过验证的马来西亚改编版[17]，基于Sørensen等人提出的概念框架[1]。该工具测量健康素养的四个领域：获取、理解、评估和应用健康信息。领域特定得分计算为平均值，得分越高表示健康素养水平越高。

可靠性评估

使用Cronbach's alpha评估所有构念的内部一致性。所有变量均表现出良好至极佳的可靠性（α = 0.822-0.931）[18]，未删除任何项目。虽然内部一致性令人满意，但可靠性并未被解释为文化资本测量的完整构念效度的充分证据。这一问题在局限性中得到承认。

统计分析

所有分析均使用IBM SPSS Statistics Version 30进行。在分析前检查数据的完整性，未观察到大量缺失数据。使用描述性统计总结受访者特征和研究变量。使用Shapiro-Wilk检验评估正态性[19]。由于研究变量不服从正态分布（p < 0.001），使用Spearman等级相关检验文化资本与健康素养领域之间的双变量关联。

进行多元线性回归分析以评估文化资本与健康素养之间的独立关联。具身化、客体化和制度化文化资本作为自变量输入，而四个健康素养领域，即获取、理解、评估和应用，在单独的回归模型中作为因变量进行分析。多元变量分析保留线性回归，因为目标是估计每种形式的文化资本的独立贡献，同时报告标准化系数和解释的方差。在解释前评估回归假设，包括线性、残差分布、同方差性、多重共线性和有影响力的观察值。使用方差膨胀因子和容忍值评估多重共线性[20]。报告未标准化系数(B)、标准化beta系数(β)、95%置信区间和决定系数(R²)。使用Mann-Whitney U和Kruskal-Wallis检验检查社会人口特征的差异[21]。统计显著性设定为p < 0.05。

伦理考虑

获得马来西亚博特拉大学（Universiti Putra Malaysia）人类受试者研究伦理委员会（JKEUPM）的伦理批准（参考号：JKEUPM-2024-1099）。在数据收集前获得所有参与者的书面知情同意。参与是自愿的，受访者被告知他们可以随时无后果退出的权利。所有数据均匿名收集并保密处理。该研究不涉及未成年人。

结果

样本特征

共有325名受访者纳入分析。女性占样本的59.4%（n = 193），而男性占40.6%（n = 132）。大多数受访者年龄在18至35岁之间（56.0%，n = 182），其次是36-50岁（31.1%，n = 101）和51岁及以上（12.9%，n = 42）。

在种族方面，61.8%（n = 201）为马来人，21.2%（n = 69）为印度人，13.8%（n = 45）为华人，3.1%（n = 10）为其他种族群体。教育程度各不相同，包括中学教育（SPM）（16.4%，n = 53）、大学预科资格（STPM/STAM/文凭）（35.1%，n = 114）、学士学位（35.1%，n = 114）和研究生资格（8.9%，n = 29）。

在就业方面，36.0%（n = 117）在政府部门工作，23.7%（n = 77）在私营部门工作，19.4%（n = 63）是学生，20.9%（n = 68）属于其他类别。月收入各不相同，37.3%（n = 121）收入在1001至3000令吉之间，23.1%（n = 75）收入在3001至5000令吉之间，12.3%（n = 40）收入在5001令吉以上，3.1%（n = 10）收入在1000令吉以下，24.3%（n = 79）报告无收入。这些分布表明样本包括来自不同教育、职业和收入背景的成年人。

测量的可靠性

所有构念均表现出良好至极佳的内部一致性。Cronbach's alpha值范围为0.822至0.931，表明所有变量的可靠性令人满意。

回归分析

进行多元线性回归分析，以检查文化资本的三种形式是否与健康素养的四个领域独立相关。将具身化、客体化和制度化文化资本作为自变量输入，而获取、理解和评估作为单独的因变量进行分析。未标准化系数(B)表示预测变量每增加一个单位，每个健康素养领域得分的预期变化，而标准化系数(β)用于比较每个模型内预测变量的相对强度。所有四个回归模型均具有统计学意义（p < 0.001），解释的方差范围从获取的28.2%到应用的41.9%。

在健康素养领域中观察到不同的模式。对于获取，制度化文化资本是最强的预测因子（B = 0.198，95% CI [0.114, 0.283]，β = 0.298，p < 0.001），其次是具身化文化资本（B = 0.129，95% CI [0.030, 0.228]，β = 0.167，p = 0.011）和客体化文化资本（B = 0.103，95% CI [0.001, 0.206]，β = 0.144，p = 0.047）。理解方面也发现了类似的模式，其中制度化文化资本再次显示出最强的关联（B = 0.207，95% CI [0.126, 0.288]，β = 0.305，p < 0.001），其次是具身化文化资本（B = 0.169，95% CI [0.075, 0.264]，β = 0.214，p < 0.001）和客体化文化资本（B = 0.134，95% CI [0.037, 0.232]，β = 0.183，p = 0.007）。这些模型分别解释了获取和理解方差的28.2%和37.2%。

相比之下，评估仅与具身化文化资本相关（B = 0.510，95% CI [0.398, 0.622]，β = 0.537，p < 0.001），而客体化文化资本（B = 0.038，95% CI [-0.078, 0.153]，β = 0.043，p = 0.521）和制度化文化资本（B = 0.080，95% CI [-0.016, 0.175]，β = 0.098，p = 0.101）不是显著预测因子。评估模型解释了39.4%的方差。对于应用，具身化文化资本也是最强的预测因子（B = 0.273，95% CI [0.185, 0.361]，β = 0.359，p < 0.001），其次是制度化文化资本（B = 0.127，95% CI [0.052, 0.201]，β = 0.194，p < 0.001）和客体化文化资本（B = 0.133，95% CI [0.043, 0.224]，β = 0.188，p = 0.004）。该模型解释了最大比例的方差（R² = 0.419）。

总体而言，制度化文化资本与健康素养的功能性领域（获取和理解）关联最强。相比之下，具身化文化资本与评估和应用等高阶领域关联更强。这表明，虽然正规资格可能支持获取和理解健康信息的能力，但判断可信度并在日常生活中使用信息的能力可能更强烈地依赖于内化的知识、自信和实践经验。

社会人口特征的差异

进行非参数检验以检查社会人口特征在健康素养方面的差异。在健康素养的所有领域中，男性和女性之间未观察到显著差异（p > 0.05）。在评估和应用方面观察到年龄组之间的显著差异（p < 0.05），但在获取或理解方面则没有。教育程度与健康素养的所有领域显著相关（p < 0.001）。收入水平也与所有领域显著相关（p < 0.01）。

这些发现支持这样一种解释，即本样本中健康素养的差异更多地受教育和社会经济地位的影响，而不是性别。教育和收入群体之间的差异也加强了研究社会文化资源与健康素养相关性的相关性。

讨论

本研究调查了马来西亚城市社区中具身化、客体化和制度化文化资本如何与健康素养的四个领域相关联。研究结果表明，健康素养不是由单一资源塑造的统一能力。相反，健康素养的不同领域与不同形式的文化资本相关。制度化文化资本与获取和理解关联最强，而具身化文化资本与评估和应用关联最强。这种模式表明，健康素养应被理解为差异化且社会情境化的过程，而不是从信息获取到行为改变的简单进展。

制度化文化资本与获取和理解之间的关联与将教育与功能性健康素养和健康结果联系起来的既定证据一致[2,3]。正规教育可能提高对书面材料、机构沟通和技术语言的熟悉度。实际上，教育程度较高的个人可能更好地定位健康信息、阅读官方材料、理解医疗说明并导航正规医疗系统。然而，研究结果还表明，仅靠教育并不能解释评估健康信息的能力。这一点很重要，因为当代健康决策越来越要求个人判断相互矛盾的主张、识别可信来源并决定一般建议是否适用于自己的情况。

具身化文化资本与评估和应用之间更强的关联提供了关键的理论贡献。具身化文化资本反映了积累的经验、沟通实践、自信和实践判断力[5]。这些资源在个人遇到模棱两可或相互矛盾的健康信息时可能尤为重要。评估需要的不仅仅是阅读能力。它要求人们评估可信度、比较来源、借鉴先前经验并决定是否可以信任信息。应用需要另一步骤：在家庭责任、收入、工作、社会规范和服务获取的限制内将信息转化为行动。因此，研究结果表明，高阶健康素养不仅是认知的，也是经验性的并且嵌入社会中。

这种解释与将健康素养视为健康的社会决定因素的更广泛概念化一致[4]，但通过表明健康素养的特定领域可能具有不同的社会文化基础扩展了它。获取和理解更紧密地与制度化文化资本相关，而评估和应用更紧密地与具身化文化资本相关。这种区别有助于解释为什么改善获取健康信息并不能自动导致更好的决策或行为改变。人们可能获取信息并理解其字面内容，但仍可能缺乏判断其相关性并在日常生活中应用它所需的自信、社会支持或实践经验。

研究结果在数字饱和的信息环境中特别相关。数字平台增加了对健康信息的接触，但也增加了对错误信息、商业化健康主张和相互矛盾建议的接触。先前的数字健康素养研究显示，获取在线信息并不能保证有效使用它[22,23]。本研究进一步表明，这种差距不仅是技术性或认知性的，也是社会文化的。获取数字工具和信息源可能会增加暴露，但关键评估取决于通过经验、社会互动和反复接触健康系统和健康信息积累的资源。

制度化和客体化文化资本与评估之间缺乏显著关联进一步加强了这种解释。物质资源和正规教育可能帮助个人获取信息，但它们可能不足以判断可信度。这与证据一致，即即使人们能够访问数字资源，他们也经常难以评估在线健康信息[24]。在本研究中，具身化文化资本是评估的唯一显著预测因子，表明经验知识和实践判断力可能对批判性健康素养至关重要。

收入与健康素养所有领域之间的关联进一步将研究结果置于更广泛的结构条件中。收入可能影响获取设备、互联网连接、交通、医疗服务、时间和采取健康建议的能力。即使个人理解健康信息，物质限制也可能限制他们应用它。这支持这样一种观点，即健康素养嵌入更广泛的社会经济条件中，而不是仅仅是个人属性[6]。

性别差异的缺失表明，本样本中的健康素养差异并非主要由性别决定。相反，差异在教育和收入群体中更为明显。评估和应用方面的年龄相关差异可能反映了随时间积累的经验，尽管由于横断面设计不允许发展性结论，这种解释应谨慎对待。这些社会人口模式加强了将健康素养置于社会文化背景中的重要性。

更广泛的公共卫生含义是，仅关注获取或信息提供的干预措施不太可能减少健康素养的差异。在当代公共卫生中，个人不仅需要找到健康信息。他们还必须决定哪些信息是可信的、哪些建议是相关的，以及如何在自己的社会和物质环境中应用建议。因此，健康素养干预措施应更加重视经验学习、受信任的社区沟通、实践决策和情境特定支持。允许人们根据其生活现实讨论、测试和应用健康信息的基于社区的方法可能比仅分发信息的干预措施更有效。

本研究通过表明健康素养的领域并非由相同资源同等塑造，为健康素养研究做出了贡献。通过将布迪厄的文化资本概念应用于健康素养的四个领域，该研究提供了更详细的解释，说明为什么获取信息不一定转化为批判性评估或实际应用。这一贡献对马来西亚的城市人口尤为重要，在这些地区，信息获取正在扩大，但社会文化差异继续塑造信息的解释和使用方式。

局限性

应承认几个局限性。首先，横断面设计阻止了因果推断，研究结果应解释为关联而非因果效应。其次，尽管通过基于集群的方法确定了研究地点，但集群内的参与者是通过基于社区的便利抽样招募的。这可能引入了选择偏差，因为参与取决于数据收集时的可用性和参与意愿。第三，研究结果可能不适用于霹雳州或马来西亚的所有城市社区。第四，使用针对本研究改编的特定情境指标测量文化资本。尽管测量表现出令人满意的内部一致性，但本研究未对文化资本指标进行完整的心理测量验证。未来研究应使用探索性和验证性因子分析检查维度和构念效度，并应在不同的马来西亚人群中验证该工具。第五，325名受访者的最终样本未能达到使用Cochran的单比例公式计算的384名最小目标；虽然这对计划的回归分析来说足够，但短缺可能会降低我们估计的精确度并限制统计能力。最后，自我报告的数据可能受到反应偏差的影响，特别是涉及自信、信息实践和感知使用健康信息能力的项目。