《儿童及其照顾者的支持联盟问卷》——在德国儿科慢性疼痛患者样本中的验证研究

《Journal of Clinical Psychology》：The Helping Alliance Questionnaire for Children and Their Caregivers—Validation in a German Sample of Pediatric Chronic Pain Patients

　　摘要

目标
患者、护理人员和医疗专业人员（HCPs）之间的“帮助联盟”在治疗干预的评估中起着重要作用。本研究的目的是开发针对儿科患者（HAQ-P）和护理人员（HAQ-CG）的德语版帮助联盟问卷。

方法
该问卷是根据成人版HAQ的原始版本改编的，并根据HCPs、慢性疼痛患者及其护理人员的反馈进行了改进。随后，在一个由216名8-17岁慢性疼痛患者及其护理人员和HCPs组成的样本中进行了验证。

结果
确认性因子分析显示HAQ-P和HAQ-CG的两因素结构拟合良好，两个子量表“关系”和“结果满意度”在所有子组中表现出良好到优秀的内部一致性。多组分析显示，患者、护理人员和HCPs的模型结构相似。然而，三个组的均值存在系统性差异（例如，护理人员报告的满意度更高），因此无法直接比较组均值。

结论
HAQ-P和HAQ-CG具有良好的心理测量特性，可能在临床实践和研究中用于监测、预测和改善治疗结果。

1 引言
患者与治疗师之间的关系对于治疗干预的成功至关重要（Flückiger等人，2015年）。当治疗师与儿科患者及其护理人员建立牢固的联盟时，治疗效果通常更好。这包括疼痛特征的改善、更高的治疗满意度和更低的退出率（Accurso等人，2013年；Burns等人，2015年）。帮助联盟问卷（HAQ；Luborsky，1984年）是一种衡量这种治疗关系的成熟工具。与其他测量工具（如加州心理治疗联盟量表（CALPAS；Gaston，1991年）或范德比尔特心理治疗过程量表（VPPS；Strau?等人，1992年）不同，HAQ包含了治疗满意度的概念。在儿科慢性疼痛研究的背景下，治疗满意度通常通过德语儿科疼痛问卷中的单项治疗满意度来衡量（Schroeder等人，2010年），但先前的研究发现该指标存在天花板效应（Stahlschmidt等人，2018年）。HAQ包含两个量表，分别评估治疗师与患者的关系以及对治疗结果的满意度，从而克服了衡量治疗满意度的挑战。Bassler等人（1995年）为成人患者及其医疗专业人员（HCPs）开发了HAQ的德语版本，适用于住院和门诊环境（Nübling等人，2017年）。虽然有针对儿童的法国版HAQ（Kermarrec等人，2006年）和针对护理人员与HCPs联盟的英文版（Accurso等人，2013年），但德语中尚无此类测量工具。因此，本研究的目的是为患者-HCP联盟（HAQ-P）和护理人员-HCP联盟（HAQ-CG）开发德语版本，并在慢性疼痛患者样本中对其进行验证。如果疼痛持续或复发超过3个月或超出正常愈合预期时间，则定义为慢性疼痛（Harvey等人，1995年；Treede等人，2019年）。青少年中的慢性疼痛通常是原发性的，意味着没有足够的物理组织损伤来解释疼痛（Alp等人，2010年；Thornton等人，2016年）。慢性疼痛是一个重要的健康问题，影响20%-30%的儿童和青少年。其中6%-8%的人受到严重影响，即他们错过了上学等日常活动，或经历了焦虑或抑郁等情绪问题（Grothus等人，2024年；K?nning等人，2021年）。治疗慢性疼痛的最新方法是多模式疼痛治疗，包括医疗和心理社会因素（Claus等人，2022年；Stahlschmidt等人，2016年）。这种治疗的关键部分是专门的疼痛心理治疗，护理人员在此过程中起着重要作用（Simons等人，2008年；Stahlschmidt等人，2016年）。测量帮助联盟可能改善治疗结果及其可预测性，为HCPs提供工具来监测和改善他们与患者及其护理人员的治疗联盟。在本研究中，假设将HAQ适应于儿科环境后将复制原始HAQ的两因素结构（关系和结果满意度），并表现出良好的心理测量特性（因素有效性）。预期HAQ-P和HAQ-CG在患者、护理人员和医疗专业人员之间的得分之间存在中等程度的相关性。此外，还假设HAQ-P和HAQ-CG的得分将与相关构念（如总体治疗满意度、患者疼痛自我效能感以及父母与疼痛相关的行为和信心）呈正相关。预计HAQ-P得分与疼痛特征之间存在负相关（收敛有效性）。

2 方法
本研究包括两个步骤。首先，开发并测试了儿科德语版的HAQ。其次，在216名患有慢性疼痛的儿科患者、他们的护理人员和医疗专业人员样本中验证了改编后的问卷。

2.1 第一步：问卷开发
为了开发问卷，儿科慢性疼痛研究者和医疗专业人员改编了成人德语版HAQ以及Bassler等人（1995年）的原始版本。这一过程产生了四组项目：患者评估患者-HCP联盟、HCPs评估患者-HCP联盟（HAQ-P）、护理人员评估护理人员-HCP联盟，以及HCPs评估护理人员-HCP联盟（HAQ-CG）。然后，通过在4名慢性疼痛患者和4名护理人员的认知访谈中对问卷进行测试来改进内容有效性。认知访谈要求参与者大声思考并对完成问卷时遇到的任何挑战进行评论。与两名9岁女孩、一名10岁女孩和一名17岁男孩进行了访谈。参与的护理人员分别是41岁、48岁和50岁的三名母亲以及一名42岁的父亲。两组参与者给出了类似的反馈，即他们都发现某些词语和句子难以理解。根据患者和护理人员的建议，对相关的词语和短语进行了替换、简化或说明。鉴于HAQ的原始版本已经过HCPs的验证，因此可以假设从他们的角度来看不存在理解上的困难。相反，询问了HCPs对改编后的问卷是否适合儿科环境的专家意见。他们的反馈被用于确保问卷的面具有效性和内容有效性。根据Bassler等人（1995年）改编的最终问卷版本以及未经验证的英文翻译，请参见表S1和S2。

2.2 第二步：验证
2.2.1 样本
验证数据来自在德国儿童医院接受至少7天住院密集型跨学科疼痛治疗（IIPT）后出院的8至17岁慢性疼痛患者及其护理人员和HCPs。HCPs为他们的多名患者填写了问卷。在患者入院时还评估了有关疼痛特征的额外临床信息。为了确保确认性因子分析的结果稳定，需要大约200个数据集（Kline，2023年；Kyriazos，2018年）。为了达到这一样本量，筛选了2021年7月至2022年5月期间入院的所有患者。如果患者的住院时间少于7天，则将其排除在外，最终得到216个家庭样本。其中，完成了205份患者问卷、191份护理人员问卷和197份HCP问卷。图1提供了可用数据的详细概述。

2.2.2.2 仪器
本研究包括患者、护理人员和HCPs的调查。所有调查都包含了HAQ-P或HAQ-CG以及疼痛严重程度的评估。此外，患者和护理人员还完成了以下工具：两组都评估了整体治疗满意度，患者报告了疼痛自我效能感，护理人员评估了与疼痛相关的父母行为和管理孩子慢性疼痛的信心。所有变量均通过自我报告进行测量。

2.2.2.1 人口统计变量
患者和护理人员都报告了他们的年龄和性别（女孩/女性，男孩/男性，其他）。

2.2.2.2 疼痛特征
入院时，使用来自德语儿科疼痛问卷（Schroeder等人，2010年）的问题评估了患者的疼痛特征。患者被要求报告他们的疼痛状况何时开始以及疼痛发生的频率。为了评估疼痛位置，患者报告了他们主要感到疼痛的所有身体部位（头部、腹部、胸部、肌肉骨骼）。使用从0=无疼痛到10=最剧烈疼痛的数字评分量表（NRS）评估了过去4周内的平均和最大疼痛强度。

2.2.2.3 HAQ-P和HAQ-CG
为儿科患者（HAQ-P）和护理人员（HAQ-CG）开发的德语版帮助联盟问卷包含每个相关群体的独立问卷。如表S1和S2所示，患者和护理人员从自己的角度评估与HCPs的帮助联盟。例如，护理人员的关系问题关注的是护理人员与HCPs之间的关系，而不是孩子与HCPs之间的关系。参与者被要求评估整个治疗团队（医生、治疗师、护士等），而不仅仅是某一个人，以反映IIPT的跨学科特性。同样，HCPs也分别评估与患者和护理人员的帮助联盟。在本研究中，HCP问卷由负责患者的治疗师或医生完成。每个问卷包含11个项目和一个总体项目。这11个项目在1（强烈不同意）到6（强烈同意）的6点量表上进行评分。其中6个项目评估患者/护理人员与HCP之间的关系（项目1、6、7、8、9、10），其余5个项目评估结果满意度（项目2、3、4、5、11）。额外的总体项目评估了自治疗开始以来的治疗效果变化，评分范围是从1（差很多）到7（好很多）（中点：4—无变化）。在当前文献中，关于如何计算HAQ分数存在不一致之处。一些研究人员计算所有11项的总分（例如，Lutz等人，2015年；Meyer等人，2015年），而其他人则分别为每个子量表计算分数（例如，Michel等人，2004年；Puschner等人，2005年）。尽管这两种方法都显示出较高的内部一致性，但先前的因子分析表明应优先选择双因子模型（Bassler和Nübling 2015；Bassler等人1995）。在这项研究中，通过验证性因子分析比较了这两种方法。全球性项目不属于HAQ子量表的一部分，因此被用作外部变量来评估有效性。

2.2.2.4 全局治疗满意度

患者和护理人员使用德国儿童和青少年疼痛问卷（DSF-KJ；Schroeder等人2010；Stahlschmidt等人2018）中的一个全局性项目来评估他们对治疗的整体满意度。他们在0（非常不满意）到10（非常满意）的NRS量表上作答。

2.2.2.5 慢性疼痛的严重程度

为了评估慢性疼痛的严重程度，患者完成了由Treede等人（2019）最初为ICD-11制定的三个项目，这些项目后来被Rau等人（2025）调整并验证用于儿科。这些项目根据ICD-11（世界卫生组织2021）描述了慢性疼痛的生物心理社会维度。这三个项目评估了过去7天内经历的疼痛的（1）强度、（2）情绪困扰和（3）功能残疾（Rau等人2025）。患者们在0（没有疼痛/完全没有）到10（最剧烈疼痛/非常明显）的NRS量表上对每个项目进行评分。这三个项目代表不同的构念，因此没有合并成一个总分（Rau等人2025）。

2.2.2.6 疼痛自我效能量表

疼痛自我效能通过疼痛自我效能量表（SPaSE；Stahlschmidt等人2023）进行测量。SPaSE包括11个项目，每个项目的评分范围是从0（不适用）到4（适用）。在当前样本中，SPaSE显示出良好的内部一致性，Cronbach's alpha值为0.92。

2.2.2.7 与疼痛相关的父母行为

与疼痛相关的父母行为通过疼痛相关父母行为量表（ISEV-E；Hermann等人2008）进行测量。该问卷包含3个子量表：（1）抑制行为（例如，“当我的孩子感到疼痛时，我会变得烦躁”），（2）关怀行为（例如，“当我的孩子感到疼痛时，我会尝试鼓励他们休息”）和（3）分散注意力的行为（例如，“当我的孩子感到疼痛时，我会打开电视以分散他们的注意力”）。护理人员使用从1（从不）到5（非常频繁）的5点量表来评估他们表现出这些不同类型行为的频率。在当前样本中，抑制行为子量表的Cronbach's alpha值为0.77，关怀行为子量表的Cronbach's alpha值为0.81，分散注意力行为子量表的Cronbach's alpha值为0.58。

2.2.2.8 处理疼痛的总体信心

作为额外措施，护理人员问卷中包含了一个关于处理孩子疼痛信心的全局性项目（“您对处理孩子的疼痛有多大的信心？”）。回答在0（完全不自信）到10（非常自信）的NRS量表上记录。

2.2.3 数据分析

所有统计分析都是使用R版本4.2.2（R Core Team 2024）和RStudio（Posit team 2024）进行的。验证性因子分析是使用R中的lavaan包（Rosseel 2012）完成的。显著性水平设置为α<0.05，并应用了Bonferroni-Holm校正来减少多重检验的错误（Holm 1979）。

2.2.3.1 项目和量表属性

对于HAQ-P和HAQ-CG，计算了所有项目的平均值、标准差和范围等属性。为了评估可靠性，计算了两个子量表“结果满意度”和“关系”的内部一致性（Cronbach's α）。确定了所有组和性别的量表平均值、标准差和范围。

2.2.3.2 构念有效性

通过因子分析和收敛效度分析测试了问卷的构念有效性。

2.2.3.3 因子有效性

在确认了统计假设后，对患者的HAQ-P数据进行了验证性因子分析（CFA）。与先前的研究一致，将单因子模型与双因子模型进行了比较（Bassler和Nübling 2015；Lutz等人2015；Puschner等人2005）。由于项目11的因子载荷较低，还比较了一个不包括该项目的双因子模型的第三个模型。可接受模型拟合的标准定义为：比较拟合指数（CFI）和Tucker Lewis指数（TLI）大于或等于0.95，近似均方根误差（RMSEA）小于或等于0.06，标准化均方根残差（SRMSR）小于或等于0.08（Hu和Bentler 1999）。所有CFA计算都使用了Satorra-Bentler校正，以确保在非正态分布数据中结果的稳健性（Satorra和Bentler 2010）。首先根据中位数将患者年龄组分开，对最终模型进行了多组因子分析。这是一个迭代过程，首先将初始模型（配置模型）与组间固定因子载荷的模型（度量模型）进行比较，然后与组间固定截距的模型（标量模型）进行比较。每个模型都与之前的、限制较少的模型进行比较，标准是CFI的差异小于或等于0.01表示可接受的限制。这种方法确保了模型在因子载荷或截距方面在不同组之间的可比性（Hirschfeld和Brachel 2019；Vandenberg和Lance 2000）。然后将相同的方法应用于来自所有四个来源的HAQ-P和HAQ-CG数据（患者、关于患者的医疗保健提供者、关于护理人员的医疗保健提供者），以测试问卷是否适用于所有目标组。

2.2.3.4 收敛效度

计算了HAQ-P和HAQ-CG数据与本研究评估的其他构念之间的相关性，以确保收敛效度。由于数据不是正态分布的，因此使用Kendall的tau（τ）作为更稳健的相关性计算工具。在解释Kendall的τ值时，|τ|=0.1到|τ|=0.3的相关性被认为是小的，|τ|=0.3到|τ|=0.5的相关性被认为是中等的，|τ|=0.5或更高的相关性被认为是大的（Cohen 1988）。

3 结果

3.1 项目和量表属性

在患者群体中，项目1到11的平均值从M=4.48（项目10；相似的想法）到M=5.30（项目8；实现目标）不等。在护理人员中，项目2的平均值最低（M=4.71；治疗有帮助），而项目8的平均值最高（M=5.55；实现目标）。医疗保健提供者对项目11（独立性）的评分最低，无论是对于患者（M=4.01）还是护理人员（M=3.82）。对于医疗保健提供者来说，评分最高的项是项目6（可靠的医疗保健提供者），在患者评估中（M=5.28）和护理人员评估中（M=5.05）都是如此。由于全球性项目的范围与其他11个项目不同，因此项目属性不能直接比较。表2显示了所有项目的属性。表2. 患者、护理人员和医疗保健专业人员的HAQ-P和HAQ-CG评分。

3.1 项目和量表属性

在患者群体中，项目1到11的平均值从M=4.48（项目10；相似的想法）到M=5.30（项目8；实现目标）不等。在护理人员中，项目2的平均值最低（M=4.71；治疗有帮助），而项目8的平均值最高（M=5.55；实现目标）。医疗保健提供者对项目11（独立性）的评分最低，无论是对于患者（M=4.01）还是护理人员（M=3.82）。对于医疗保健提供者来说，评分最高的项是项目6（可靠的医疗保健提供者），在患者评估中（M=5.28）和护理人员评估中（M=5.05）都是如此。由于全球性项目的范围与其他11个项目不同，项目属性不能直接比较。表2显示了所有项目的属性。表2. 患者（n=205）、护理人员（n=191）、医疗保健专业人员（n=197）和护理人员（n=197）的HAQ-P和HAQ-CG评分。

3.2 构念有效性

通过因子分析和收敛效度分析测试了问卷的构念有效性。

3.2.1 验证性因子分析

当使用患者数据将单因子模型与双因子模型进行比较时，模型比较产生了显著的结果，X2diff(1, N=205) = 31.45, p<0.001。然而，所有的拟合指数都强烈表明更倾向于选择双因子模型，因为它们的值更接近预定义的阈值（Hu和Bentler 1999）。表4提供了比较模型的详细拟合指数。表4. 患者样本的验证性因子分析模型拟合。X2
df p CFI TLI RMSEA SRMR

1-因子模型 188.25 44 <0.001 0.85 0.81 0.12 0.16
2-因子模型 111.72 43 <0.001 0.93 0.91 0.11 0.07

注意：由于缺乏方差，多样化的子组中没有计算Cronbach's alpha。缩写：α，Cronbach's alpha；HCP-P，医疗保健专业人员对患者的帮助联盟评分；HCP-CG，医疗保健专业人员对护理人员的帮助联盟评分；M，平均值；SD，标准差。根据Gliem和Gliem（2003）的研究，所有组的关系子量表的内部一致性都非常优秀，从HCP的α=0.90到患者的α=0.92不等。对于结果满意度子量表，Cronbach's alpha的范围从患者的α=0.85到护理人员的α=0.91，表明内部一致性良好到优秀。更多细节见表3，其中展示了所有组和性别的Cronbach's alpha、平均值和标准差。患者和医疗保健提供者的评分一致性好，以及护理人员和医疗保健提供者的评分一致性好，见图2。表3. 按性别分层的两个HAQ-P和HAQ-CG子量表的所有子组的Cronbach's alpha和描述性结果。

3.2.2 验证性因子分析

当使用患者数据比较单因子模型与双因子模型时，模型比较产生了显著的结果，X2diff(1, N=205) = 31.45, p<0.001。然而，所有的拟合指数都强烈表明更倾向于选择双因子模型，因为它们的值更接近预定义的阈值（Hu和Bentler 1999）。表4提供了比较模型的详细拟合指数。表4. 患者样本的验证性因子分析模型拟合。

3.2.2 多组CFA

为了测试HAQ-P的双因子结构是否独立于患者的年龄，将患者样本按照15岁的中位数分为两个年龄组：8-14岁（n=98）和15-17岁（n=107）。年龄组的多组CFA结果显示在表5中。CFI的差异为：度量模型为-0.004，构型模型为0.011。根据Vandenberg和Lance（2000年）建立的阈值，这两个模型都是可接受的，即因子结构和截距在各个年龄组间是可比的。表5显示了按中位年龄（8-14岁 vs 15-17岁）划分的患者群体的双因子多组CFA结果。

| 模型 | CFI | RMSEA | SRMR | Delta CFI |
|--------------|----------|--------|--------|---------|
| 构型模型 | 0.827 | 0.164 | 0.301 | — |
| 度量模型 | 0.831 | 0.154 | 0.304 | -0.004 |
| 标量模型 | 0.820 | 0.153 | 0.305 | 0.011 |

**注：**患者的年龄中位数为15岁。n=98名患者的年龄在8-14岁之间，n=107名患者的年龄在15-17岁之间。使用Satorra-Bentler校正方法计算了稳健值。缩写说明：CFI（比较拟合指数）；Delta CFI（每个模型与限制较少的模型之间的比较拟合指数差异，例如度量模型与构型模型、标量模型与度量模型）；RMSEA（近似平方根误差）；SRMR（标准化平方根残差）。

为了确保双因子模型适用于照顾者和医疗保健专业人员（HCPs），进行了第二次多组CFA。模型比较的结果总结在表6中。度量模型的CFI与构型模型相比有所差异（差异为0.01），这表明因子结构在各个组间是一致的。然而，标量模型与度量模型之间的CFI差异为0.06，说明截距在各个组间不能视为相等。虽然模型结构适合各个组，但组间的均值比较并不合适。

**3.2.3 收敛有效性**

3.2.3.1 患者数据
关于患者的数据（患者的报告、医疗保健专业人员对患者的评价），所有评分者之间在不同构念上的相关性都是显著的。患者数据中，HAQ-P两个子量表与整体项目的相关性从中等（τ=0.31）到较强（τ=0.54）不等；医疗保健专业人员对患者的评价中，相关性从中等（τ=0.48）到较强（τ=0.66）不等。值得注意的是，只有医疗保健专业人员的整体项目与患者满意度（τ=0.24）以及患者整体评分（τ=0.25）之间的相关性显著。所有相关系数见表7。

表7显示了患者HAQ-P得分与医疗保健专业人员对患者评价之间的Kendall's τ相关性。

**3.2.3.2 照顾者数据**
与患者数据类似，照顾者数据中评分者之间在不同构念上的相关性也较强。照顾者HAQ-CG子量表与整体项目之间的相关性很强（τ=0.54至τ=0.65）。然而，照顾者与医疗保健专业人员评价之间的相关性并不显著，相关系数较小（τ=0.13至τ=0.21）。见表9了解所有相关系数。

**4 讨论**
本研究成功开发了适用于儿科患者（HAQ-P）和照顾者（HAQ-CG）的德语版帮助联盟问卷。关于患者群体，结果显示双因子结构（包括关系和结果满意度子量表）拟合良好。多组分析表明所有子组之间的双因子结构是可比的，尽管无法进行组均值比较。通过HAQ-P和HAQ-CG得分与相应构念之间的相关性，确认了收敛有效性。与假设一致，患者HAQ-P得分与疼痛自我效能和治疗满意度显著相关，而照顾者的HAQ-CG得分与他们处理孩子疼痛的信心以及他们对治疗的整体满意度相关。然而，与假设相反，只有患者的结果满意度与疼痛强度显著相关，而照顾者的HAQ-CG得分与疼痛相关的父母行为无显著相关性。

4.1 项目和量表属性
项目属性的检查显示，患者使用了HAQ-P所有项目的完整回答范围，没有出现天花板效应。照顾者和医疗保健专业人员也使用了大部分得分范围，且照顾者的得分通常较高。关系子量表的内部一致性非常好，结果满意度子量表在所有四个子组中也表现出良好到极好的水平，这证实了HAQ-P和HAQ-CG作为可靠测量工具的有效性。

4.2 构念有效性
4.2.1 验证性因素分析
因素分析表明，Bassler和Nübling（2015年）提出的原始双因子结构（包括关系和结果满意度子量表）具有很好的模型拟合度，CFI为0.93。值得注意的是，患者样本中第11项的因子载荷较低。尽管排除该项后某些拟合指数略有改善（例如，CFI从0.93增加到0.95），但有几个因素表明不应从问卷中删除该项。一个因素是，包含此项与不包含此项的模型之间的统计比较更符合数据。此外，第11项在照顾者和医疗保健专业人员数据中的因子载荷不太明显。保留第11项有助于与其他背景（Bassler和Nübling 2015；Bassler等人1995）和语言（Kermarrec等人2006）的HAQ版本进行更好的比较。尽管基于当前证据保留第11项似乎是合理的，但未来研究可能需要进一步验证。

4.2.2 多组CFA
患者年龄组的比较显示，HAQ-P的有效性不依赖于患者的年龄，无论是其因子结构还是截距。这表明患者在关系和结果满意度方面的评分没有年龄差异，也可能意味着对项目的理解没有年龄差异，这支持了根据认知访谈调整项目确实提高了其可理解性的观点。跨目标组的多组因素分析表明，所有组间的因子载荷是一致的，说明双因子模型适合所有四组数据。然而，各组的截距不可比，这意味着组间观察到的均值差异可能是系统性的。在这个样本中，照顾者的HAQ-CG得分描述上高于患者和医疗保健专业人员。这种差异可能反映了社会期望偏差（Bornstein等人2015），因为研究表明社会期望会影响父母对问题行为的评价。

4.2.3 收敛有效性
患者和医疗保健专业人员对患者-医疗保健专业人员联盟的评价之间的相关性低于预期，只有两个小的、显著的相关性。同样，照顾者对医疗保健专业人员的联盟评价与医疗保健专业人员之间的相关性也较小且不显著。总体而言，评分者之间在不同构念上的相关性较强，这与多特质多方法（Campbell和Fiske 1959）的结果一致。本研究的结果表明，患者和医疗保健专业人员可能对治疗联盟的感知不同。一个可能的解释是，不同项目测量了不同的关系。尽管项目的表述在两个视角下相似（例如，“我认为我们对问题的本质有相似的看法”和“我认为我和我的患者/照顾者对他们的问题有相似的看法”），但这些问题的主题不同。医疗保健专业人员具体评价的是患者或照顾者，而患者和照顾者被要求考虑整个医疗团队。另一个解释可能是医疗保健专业人员、患者和照顾者在治疗结果上的优先事项不同。患者和照顾者可能主要关注立即的疼痛缓解，而医疗保健专业人员的视角更广泛，还包括长期结果，如提高疼痛自我效能或减轻疼痛和焦虑（Dobe和Zernikow 2019）。此外，临床研究中常见的治疗联盟与治疗结果之间的强相关性（Burns等人2015；Lambert和Barley 2001；Zuroff和Blatt 2006）在本研究中并未体现。尽管患者HAQ-P得分与疼痛强度之间的所有相关性均为负相关，但只有结果满意度子量表与疼痛特征显著相关。这意味着出院时疼痛较轻的患者对治疗结果更满意。克劳斯等人（2022年）进行的系统综述显示，疼痛强度的减轻在至少1-3个月的随访期间更为明显，而非治疗后立即显现。因此，本研究测量的疼痛强度可能尚未达到长期数据中可观察到的目标水平。此外，这项研究无法在实际操作中对治疗前后的结果进行比较，因此无法对临床变化做出任何评价。未来的研究应通过探讨患者/护理者与医疗保健提供者（HCPs）之间关系的所有方面，更深入地研究其长期影响。疼痛相关自我效能反映了患者对其疼痛管理的信心（Stahlschmidt等人，2023年；Stahlschmidt等人，2019年）。与假设一致，疼痛自我效能与健康相关的生活质量（HAQ-P）得分之间存在显著正相关。对自己能够有效管理疼痛有信心的患者，对与医疗保健提供者的协作关系评价更为积极。疼痛自我效能与治疗结果满意度之间的关联尤为强烈，相关系数τ=0.50。行为改变理论认为，临床变化在很大程度上依赖于疼痛自我效能（Bandura，1977年）。多项研究表明，疼痛自我效能确实是疼痛治疗中临床结果的一个重要因素，无论是对成人（Hayward和Stynes，2021年；Karasawa等人，2019年）还是儿童（Connelly等人，2019年；Stahlschmidt等人，2019年）。因此，提高疼痛自我效能是慢性疼痛治疗的主要目标（Dobe和Zernikow，2019年；Dogan等人，2021年）。本研究的结果与这些提出的治疗目标和机制是一致的。感觉到与医疗保健提供者之间的良好合作关系也可能有助于患者增强自我效能感。未来的临床研究可以通过使用纵向数据来探讨本研究中发现的疼痛自我效能与合作关系之间的关联机制。护理者处理孩子疼痛的信心类似于疼痛自我效能的概念，但侧重于护理者的角度。本研究的结果表明，处理孩子疼痛的信心越高，与医疗保健提供者的关系越密切，对治疗结果的满意度也越高。针对慢性疼痛患者的护理者的干预性疼痛治疗（IIPT）的一个目标是指导他们如何应对孩子的疼痛（Dobe和Zernikow，2019年）。过度关心或 discourage 的行为被认为是无益的；相反，应鼓励积极的应对行为，如分散注意力（Hermann等人，2008年）。有趣的是，本研究中HAQ-CG得分与处理疼痛的信心显著相关，但与自我报告的实际疼痛管理能力无关。这是出乎意料的，因为护理者的行为会显著影响孩子的疼痛状况（Ngo等人，2024年；Runge和Soellner，2022年；Simons等人，2008年），这理应与护理者对治疗结果的满意度相关。然而，本研究的数据是在患者接受IIPT住院治疗出院时收集的。在此期间，患者通常在医院住院约3周。由于COVID-19疫情的缘故，患者周末很少能回家，而这种做法通常是帮助患者从住院环境过渡到家庭环境的一部分。因此，患者和护理者共处的时间较短，护理者实践新或调整行为的机会有限。如果能够查看患者出院几周或几个月后的数据——给护理者更多时间定期应用新行为——可能会提供更清晰的见解。患者和护理者的HAQ-P得分与HAQ-CG得分以及治疗满意度之间均显示出中等到较高的相关性，表明较高的合作关系得分与更大的满意度相关。与Stahlschmidt等人（2018年）的研究结果相反，后者的研究表明治疗满意度可能是独立的结果指标（因为其与治疗效果的相关性较低），但我们的研究结果表明治疗满意度与合作关系有关。实施HAQ-P和HAQ-CG为儿科疼痛治疗的各种结果提供了宝贵的见解。

4.3 强项与局限性
本研究首次开发并验证了德语版本的HAQ儿科版本，为测量儿科护理中的患者-医疗保健提供者及护理者-医疗保健提供者之间的合作关系提供了新的工具。然而，也存在一些局限性。其中一个局限性是数据仅在学校期间收集一次，因此未能追踪随时间的变化。在成人慢性疼痛患者的样本中，Burns等人（2015年）发现治疗期间的治疗合作关系与治疗后的疼痛强度相关，即感知到的合作关系越强，疼痛越轻。然而，这种预测效应只能在纵向研究中进行探索。另一个局限性是每位患者和护理者只填写了一次问卷，而医疗保健提供者为多名患者完成了问卷。重复填写问卷可能会导致数据在各个医疗保健提供者内部更为相似，从而产生偏差。不过，这增加了问卷的外部有效性，因为它反映了HAQ在临床/研究环境中的实际应用情况。最后，本研究仅关注慢性疼痛患者，未涉及常伴随慢性疼痛出现的心理问题，如焦虑和抑郁。虽然这为未来在慢性疼痛治疗中使用HAQ-P和HAQ-CG奠定了坚实基础，但还需要在其他情况下验证该工具的有效性。本研究的另一个优点是样本量较大。在216名符合条件的患者中，有205名完成了问卷，参与率为95%。考虑到所有新入院患者都经过了资格评估，这些数据代表了8-17岁接受住院治疗的慢性疼痛患者。另一个显著的优点是在问卷开发过程中使用了认知访谈。为了确保测量工具的有效性，非常重要的是目标受众能够理解这些测量指标（Crombez等人，2023年；Willis，2005年）。根据认知访谈的结果进行了相应的调整，以确保患者和护理者都能理解所有题目。

4.4 实际应用意义
儿科版本的HAQ为儿科医疗领域的临床医生和研究人员提供了评估患者及其护理者之间合作关系的新工具。临床医生可以利用这些结果来改进治疗方案，并根据家庭需求进行个性化调整。在临床研究中应用HAQ-P和HAQ-CG可能提高结果的可预测性，并提供新的见解。此外，在多组环境中验证这两个因素的结构，可以实现治疗合作关系的二元分析。

5 结论
儿科德语版本的HAQ是一种可靠且有效的工具，用于评估患有慢性疼痛的儿科患者与其医疗保健提供者之间的的合作关系，以及护理者与医疗保健提供者之间的合作关系。本研究确认了先前发现的两个因素结构，并发现所有亚组中关系和结果满意度子量表之间存在关联，尽管各组均值无法直接比较。进一步的研究可以在纵向研究中以及在具有更广泛临床影响的样本中验证HAQ-P和HAQ-CG的有效性。

致谢
我们感谢参与该项目的家庭和医疗保健专业人员。同时，我们也要感谢Alexandra van der Valk对英文稿件的编辑工作。开放获取资助由Projekt DEAL提供并组织。

伦理声明
本研究获得了德国Datteln儿童及青少年医院伦理委员会的批准（批准编号2021/07/15/JW）。

利益冲突声明
作者声明没有利益冲突。

数据可用性声明
数据和语法可以应要求从通讯作者处获取。由于隐私或伦理限制，数据不是公开可用的。