護(hù)士群體互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)使用意愿影響因素量表的編制及信效度檢驗(yàn)

凌偉明，張振瑜，張遠(yuǎn)妮，姚衛(wèi)光

（1.南方醫(yī)科大學(xué)衛(wèi)生管理學(xué)院，廣東 廣州510515；2.廣東省婦幼保健院，廣東 廣州511400；3.南方醫(yī)科大學(xué)南方醫(yī)院，廣東 廣州510515）

2019 年2 月，國(guó)家衛(wèi)健委發(fā)布《關(guān)于開展“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”試點(diǎn)工作的通知》指出，“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”是醫(yī)療機(jī)構(gòu)利用在本機(jī)構(gòu)注冊(cè)的護(hù)士，依托互聯(lián)網(wǎng)等信息技術(shù)，以“線上申請(qǐng)、線下服務(wù)”的模式為主， 為出院患者或罹患疾病且行動(dòng)不便的特殊人群提供的護(hù)理服務(wù)，為緩解護(hù)理服務(wù)的供需矛盾提供了新思路?！盎ヂ?lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”在創(chuàng)新護(hù)理服務(wù)的供給模式、釋放護(hù)士多點(diǎn)執(zhí)業(yè)潛能、優(yōu)化醫(yī)療資源配置上有特殊優(yōu)勢(shì)[1]。 醫(yī)療行業(yè)的高度專業(yè)性決定了護(hù)士群體在護(hù)理服務(wù)的供給中占據(jù)核心地位， 如何利用互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)增加護(hù)理服務(wù)的供給，探索護(hù)士群體“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”使用意愿及其影響因素成為關(guān)鍵課題。 筆者檢索國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)， 關(guān)于護(hù)士群體使用“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)” 意愿影響機(jī)制的研究比較缺乏。筆者以價(jià)值接受模型 （Value-based Adoption Mode,VAM） 為理論框架， 融入技術(shù)接受模型（Technology Acceptance Model,TAM）、整合型技術(shù)接受模型（Unified Theory of Acceptance and Use of Technology,UTAUT）的部分變量，開發(fā)護(hù)士群體“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”使用意愿影響因素的模型和量表，為測(cè)量護(hù)士群體“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)” 使用意愿及其影響因素提供參考工具。

1 對(duì)象與方法

1.1 模型構(gòu)建及量表設(shè)計(jì)

1.1.1 模型構(gòu)建 新加坡學(xué)者Kim 等針對(duì)移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)具有技術(shù)和服務(wù)雙重屬性的特點(diǎn)， 根據(jù)感知價(jià)值理論和技術(shù)接受模型提出了價(jià)值接受模型， 從價(jià)值最大化角度解釋了移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)消費(fèi)者的使用行為[2]。 在“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”的應(yīng)用中，護(hù)士群體同時(shí)扮演了技術(shù)用戶和服務(wù)供給者雙重角色。 目前，“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”在我國(guó)只是試點(diǎn)，各醫(yī)院自主決定是否開展該服務(wù)，所以本研究假定護(hù)士群體對(duì)“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”的采納是自愿的。 “互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”的開展往往是在護(hù)士的日常工作時(shí)間之外，此時(shí)護(hù)士群體作為服務(wù)供給方會(huì)考慮利益最大化， 以感知價(jià)值來決定是否要提供服務(wù)， 具有一定自由交易的特征。 因此， 本研究將價(jià)值接受模型作為分析框架。 技術(shù)接受模型是Davis 運(yùn)用理性行為理論研究用戶對(duì)信息技術(shù)的采納時(shí)所提出的一個(gè)模型， 主要用于分析組織內(nèi)部員工對(duì)信息技術(shù)的采納意愿，后續(xù)發(fā)展出TAM2、TAM3 等諸多模型[3]。 整合型技術(shù)接受模型由Venkatesh 等學(xué)者提出， 該模型整合了信息技術(shù)采納研究領(lǐng)域8 個(gè)成熟的理論模型， 對(duì)用戶采納意愿的解釋度達(dá)70%， 是該領(lǐng)域的集成理論模型[4]。 本研究以價(jià)值接受模型為框架，以技術(shù)接受模型中感知易用性變量取代技術(shù)性（technicality）變量，構(gòu)造新變量感知風(fēng)險(xiǎn)取代感知費(fèi)用變量，保留整合型技術(shù)接受模型中社會(huì)影響、 便利條件變量以及其與使用意愿的路徑關(guān)系。 此外，個(gè)體創(chuàng)新性、自我效能等個(gè)人特征也會(huì)影響用戶對(duì)信息技術(shù)的采納，因此本研究也納入該類因子作為模型的補(bǔ)充[5]。 根據(jù)醫(yī)療行業(yè)和護(hù)士群體的特點(diǎn)對(duì)上述變量的定義作適當(dāng)修整，探索性提出護(hù)士群體“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”使用意愿影響因素假設(shè)模型。

1.1.2 量表設(shè)計(jì) 本研究以假設(shè)模型為基礎(chǔ)， 結(jié)合國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)的研究量表，開發(fā)包含出自我效能、個(gè)體創(chuàng)新性、感知價(jià)值、感知易用性、感知風(fēng)險(xiǎn)、感知價(jià)值、社會(huì)影響、便利條件、使用意愿9 個(gè)變量，29個(gè)條目的護(hù)士群體“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”使用意愿影響因素測(cè)量表，嘗試測(cè)量護(hù)士群體“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”的使用意愿及其影響變量。

1.2 調(diào)查對(duì)象 本研究只納入自愿接受調(diào)查的公立醫(yī)院護(hù)士。2020 年5 月，在廣東省內(nèi)5 個(gè)城市（廣州、深圳、東莞、梅州、化州）抽取8 家醫(yī)院，采用方便抽樣法抽取調(diào)查對(duì)象，發(fā)放電子調(diào)查問卷。共發(fā)放問卷600 份，回收有效問卷497 份，有效回收率82.8%。497 名護(hù)士中，年齡分布主要集中于25～45 歲；文化程度分布以本科生和?？粕鸀橹?； 職稱分布上初級(jí)和中級(jí)職稱護(hù)士占比較多； 工作年限分布上各年齡段比較均勻； 所在醫(yī)院等級(jí)分布上非三級(jí)甲等醫(yī)院占57.9%；所在科室構(gòu)成上分布較為均勻。

1.3 調(diào)查方法本研究采用Likert 5 級(jí)評(píng)分開發(fā)了護(hù)士群體“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”使用意愿影響因素量表，每個(gè)條目得分范圍為1～5 分，分別代表完全不同意、不同意、中立、同意、完全同意[6]。 調(diào)查員均為醫(yī)院的正式員工，在開展調(diào)查前經(jīng)過統(tǒng)一培訓(xùn),確保填寫質(zhì)量。 調(diào)查結(jié)束后，核查所有回收問卷，剔除無效問卷。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法本研究采用電子問卷，直接導(dǎo)出可供軟件分析的元數(shù)據(jù)，采用SPSS 25.0 和Mplus 7.0軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析與信效度檢驗(yàn)，雙側(cè)檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05。 采用Cronbach α 系數(shù)、探索性因子分析、驗(yàn)證性因子分析進(jìn)行信效度檢驗(yàn)；擬合指標(biāo)有χ2/df（模型擬合的卡方自由度比），AIC（赤池系數(shù)，BIC（貝葉斯系數(shù)），CFI（比較擬合優(yōu)度指數(shù)），TLI（Tucker-Lewis Index 指數(shù)），RMSEA（近似誤差均方根），SRMR（標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根）[8]。

2 結(jié)果

2.1 信度分析 護(hù)士群體“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”使用意愿影響因素量表總的Cronbach α 系數(shù)為0.965，各變量的Cronbach α 系數(shù)0.843～0.953，見表1。

表1 護(hù)士群體“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”使用意愿影響因素量表各變量與量表總分的Cronbach α系數(shù)

2.2 探索性因子分析 為了有效驗(yàn)證量表的結(jié)構(gòu)效度， 筆者采用SPSS 軟件將全部數(shù)據(jù)隨機(jī)分成兩半，先用一半做探索性因子分析，剩下一半做驗(yàn)證性因子分析[8]。 采用Mplus 7.0 對(duì)一半數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因子分析，共設(shè)立了單因子、雙因子等9 個(gè)因子模型。對(duì)9 個(gè)因子模型的擬合指數(shù)進(jìn)行比較， 發(fā)現(xiàn)只有八因子模型的擬合指數(shù)滿足CFI＞0.9，TLI＞0.9，RMSEA＜0.08，SRMR＜0.08 的要求，且八因子模型的CFI 與其它因子模型的CFI 的差值均＞0.01，所以八因子模型為9 個(gè)模型中的最優(yōu)模型。

結(jié)果顯示， 除感知價(jià)值和社會(huì)影響合并為一個(gè)變量外，其余變量與研究假設(shè)相同，各因子的聚集效應(yīng)明顯，滿足結(jié)構(gòu)效度的要求（見表2），合并后護(hù)士群體“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”使用意愿影響因素模型由9 個(gè)變量調(diào)整為8 個(gè)變量（如圖1）。

表2 護(hù)士群體“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”使用意愿影響因素量表

圖1 護(hù)士群體“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”使用意愿影響因素調(diào)整模型

2.3 驗(yàn)證性因子分析 根據(jù)調(diào)整后的模型修改量表后，進(jìn)一步對(duì)量表進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，結(jié)果顯示，χ2/df=2.517，AIC=17316.803，BIC=17742.738，CFI=0.929，TLI=0.918，RMSEA=0.071，SRMR=0.041，量表各條目因子負(fù)荷量0.719～0.945，信度系數(shù)0.516～0.893，組合信度0.847～0.953。

3 討論

3.1 量表編制的科學(xué)性 本研究量表的開發(fā)基于國(guó)外成熟的信息技術(shù)采納理論模型，根據(jù)“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”的特性開發(fā)理論模型，然后再根據(jù)理論模型開發(fā)量表。 探索性因子分析多用于未有成熟理論的量表開發(fā)，本研究為了增強(qiáng)問卷的信效度，同時(shí)采用探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析， 因此本研究所編制的護(hù)士群體“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”使用意愿影響因素量表具有較高的科學(xué)性[9]。

3.2 護(hù)士群體“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”使用意愿影響因素量表具有良好的信度 內(nèi)部一致性信度又稱內(nèi)部一致性系數(shù)， 是指用來測(cè)量同一個(gè)概念的多個(gè)計(jì)量指標(biāo)的一致性程度[10]。 在社會(huì)科學(xué)中，Cronbach α系數(shù)廣泛應(yīng)用于量表信度的測(cè)量。 本研究量表及各潛變量Cronbach α 系數(shù)均＞0.800，表明量表的內(nèi)部一致性信度較為理想。驗(yàn)證性因子分析的結(jié)果顯示，量表各條目因子負(fù)荷量0.719～0.945，信度系數(shù)0.516～0.893，組合信度0.847～0.953，表明護(hù)士群體“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”使用意愿影響因素測(cè)量模型的內(nèi)在質(zhì)量較為理想， 進(jìn)一步證實(shí)量表具有良好的內(nèi)部一致性信度[11]。

3.3 護(hù)士群體“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”使用意愿影響因素量表具有良好的效度 結(jié)構(gòu)效度是指一個(gè)測(cè)驗(yàn)實(shí)際測(cè)到所要測(cè)量的理論結(jié)構(gòu)和特質(zhì)的程度。 本研究采取了發(fā)展模型策略，首先設(shè)定了初步理論模型，然后再根據(jù)數(shù)據(jù)結(jié)果修正模型[12]。 結(jié)果顯示只有八因子模型的擬合指數(shù)滿足要求， 且八因子模型的CFI 與其他因子模型的CFI 的差值均＞0.01， 差值具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，表明八因子模型為最優(yōu)模型。在因子負(fù)荷矩陣（見表2）中，社會(huì)影響和感知價(jià)值變量對(duì)應(yīng)的條目有效負(fù)荷均落在公因子6 上。 原因可能是個(gè)體在做價(jià)值評(píng)價(jià)時(shí)容易受到社會(huì)的影響， 社會(huì)所推崇的往往被視為有價(jià)值的。 感知價(jià)值作為模型的中介變量已被廣泛證實(shí)對(duì)使用意愿有顯著影響，而社會(huì)影響變量則存在不確定性， 根據(jù)以往研究證據(jù)以及本次研究的結(jié)果把社會(huì)影響變量合并到感知價(jià)值變量。 但探索性因子分析給出的結(jié)果只是指向性的，需要進(jìn)一步的驗(yàn)證。 目前，學(xué)界對(duì)在驗(yàn)證性因子分析中采取何種指標(biāo)衡量模型的擬合度并無統(tǒng)一建議，本研究采取Mplus 7.0 默認(rèn)報(bào)告的指標(biāo)來衡量[13]。對(duì)調(diào)整后的模型進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，結(jié)果顯示χ2/df=2.517，AIC=17316.803，BIC=17742.738，CFI=0.929，TLI=0.918，RMSEA=0.071，SRMR=0.041， 各個(gè)模型擬合指數(shù)良好，這證實(shí)對(duì)模型的調(diào)整是合理的，護(hù)士群體“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”使用意愿影響因素量表結(jié)構(gòu)效度較為理想。

本研究尚存在一定的局限性，經(jīng)濟(jì)因素也是影響護(hù)士對(duì)“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”采納的重要因素，可能對(duì)量表的信效度產(chǎn)生干擾，限制量表的推廣應(yīng)用。 此外，本研究問卷雖然是基于成熟的理論模型和問卷開發(fā)的，并通過了統(tǒng)計(jì)學(xué)定量方法對(duì)信效度的驗(yàn)證， 但其仍停留在理論層面，有待在實(shí)際應(yīng)用中得到驗(yàn)證和改善。

綜上所述，護(hù)士群體“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”使用意愿影響因素量表具有較好的信效度， 可用于測(cè)量護(hù)士群體“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”的使用意愿及其影響因素，為提升其開展“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)”的意愿、擴(kuò)大“互聯(lián)網(wǎng)+護(hù)理服務(wù)” 的供給以滿足人民日益增長(zhǎng)的護(hù)理服務(wù)需求提供理論參考。