護生從事“互聯網+護理服務”意愿影響因素分析

喬慧敏，高 偉，潘明皓，陳少蕾，羅 娜，楊濮瑞，朱殊殊，尹慢慢，劉德山

1.山東大學護理與康復學院，山東250012；2.山東大學齊魯醫院；3.山東中醫藥高等?？茖W校；4.蘭州大學護理學院

“互聯網+護理服務”是指醫療機構利用在本機構注冊的護士，依托互聯網等信息技術，以“線上申請、線下服務”的模式為主，為出院病人或罹患疾病且行動不便的特殊人群提供的上門護理服務[1]。該模式打破了傳統居家護理在時間、空間上的限制，有利于整合人力資源、擴大服務供給[2-3]。隨著“互聯網+護理服務”試點工作的開展，護理人才短缺問題逐漸凸顯[4]。目前，“互聯網+護理服務”從事意愿研究主要針對護士群體[5-7]，對護生群體關注較少。護生是護理事業的儲備力量，了解其對從事“互聯網+護理服務”的意愿及影響因素，對“互聯網+”未來的發展有重要意義。與互聯網技術的融合，使得從事“互聯網+護理服務”不僅是一種健康行為，更是一種信息行為。因此，本研究將健康行為領域常用的計劃行為理論[8-9]與信息行為領域常用的技術接受模型[10]進行整合，構建護生從事“互聯網+護理服務”意愿影響因素模型，探討護生從事“互聯網+護理服務”意愿的影響因素。計劃行為理論由Ajzen[11]于1991 年提出，該理論認為態度、主觀規范、感知行為控制對行為意愿有直接影響。技術接受模型由Davis[12]于1989 年提出，該模型認為感知有用性和感知易用性可以通過影響態度間接影響行為意愿。二者均由理性行為理論發展而來，既往有研究將二者結合應用于移動學習等領域[13-15]，為本研究中將二者結合提供了可能。本研究基于計劃行為理論與技術接受模型，構建護生從事“互聯網+護理服務”意愿影響因素模型，探討護生從事“互聯網+護理服務”意愿的影響因素，從而為促進護生積極投入“互聯網+護理服務”行業建言獻策。

1 對象與方法

1.1 研 究 對 象 2019 年7 月10 日—2019 年8 月31 日，采用方便抽樣法，對在山東省多所醫院實習的護生及護理院校在校護生進行網絡問卷調查。入選標準：全日制在籍護生；知情同意并自愿參與調查?；厥諉柧? 206 份，其中有效問卷1 178 份，有效率為97.68%。參 與 調 查 的1 178 人 中，男178 人，女1 000 人；年 齡（21.10±3.67）歲；?？萍耙韵聦W歷827 人，本科及以上學歷351 人。根據結構方程模型數據分析要求，樣本量最好在200 例以上[16]。也有學者認為樣本數量應為量表條目數的5～10 倍[17]，本研究量表共包括20 個條目，樣本量應為100～200 例。最終樣本數符合樣本量要求。

1.2 方法

1.2.1 理論模型與研究假設 本研究基于計劃行為理論與技術接受模型，構建護生從事“互聯網+護理服務”意愿影響因素模型，提出以下研究假設。H1：態度正向影響護生從事“互聯網+護理服務”的行為意愿。H2：感知有用性正向影響護生對“互聯網+護理服務”的態度。H3：感知有用性正向影響護生從事“互聯網+護理服務”的行為意愿。H4：感知易用性正向影響護生對“互聯網+護理服務”的態度。H5：感知易用性正向影響護生對“互聯網+護理服務”的感知有用性。H6：主觀規范正向影響護生從事“互聯網+護理服務”的行為意愿。H7：感知行為控制正向影響護生從事“互聯網+護理服務”的行為意愿。根據以上研究假設，構建本研究初始假設結構模型圖，見圖1。

圖1 護生從事“互聯網+護理服務”意愿影響因素初始假設結構模型圖

1.2.2 調查工具 ①一般資料調查問卷：調查內容包括所在院校、性別、年齡、教育程度、對“互聯網+護理服務”了解程度、實習經歷等。②護生從事“互聯網+護理服務”意愿調查問卷：基于計劃行為理論和技術接受模型[11-12]，以及相關領域的研究[18-19]編制初始問卷。因子分析樣本量至少為100 人[16]，以此為標準，于2019年7 月對100 名護生進行預調查，通過探索性因子分析進行效度檢驗，刪除部分條目后，保留條目因素負荷量為0.525～0.924，均＞0.5，說明問卷具有良好的效度；采用Cronbach's α 系數對問卷信度進行檢驗，預調查問卷Cronbach's α 系數為0.945(＞0.8),說明問卷具有良好的信度。最終正式問卷包括態度維度3 個條目，用于測量護生對從事“互聯網+護理服務”的感受及評價；主觀規范維度4 個條目，用于測量家人、領導等他人看法對護生決定是否從事“互聯網+護理服務”的影響；感知行為控制維度5 個條目，用于測量護生對自身從事“互聯網+護理服務”能力的評價；感知有用性維度3 個條目，用于測量護生對從事“互聯網+護理服務”有用性評價；感知易用性維度2 個條目，用于測量護生對從事“互聯網+護理服務”難易程度評價；行為意愿維度3 個條目，用于測量護生從事“互聯網+護理服務”的可能性。問卷共20 個條目，采用Likert 5 級計分法，從“完全不同意”到“完全同意”分別計分為1～5 分。

1.2.3 調查方法 本研究問卷以網絡問卷的形式發放，先將問卷鏈接及二維碼發給醫院及學校負責人，再由負責人向實習護生及在校護生轉發。為保證問卷填寫質量，問卷設有統一指導語，對問卷調查目的、內容及填寫方式加以闡述，填寫所有問題后方可提交，且限制同一IP 地址僅能填寫1 次。采用匿名方式調查，有利于保證研究對象表達真實意愿。本研究已通過山東大學護理與康復學院倫理委員會審查同意。

1.2.4 統計學方法 采用SPSS 22.0 進行獨立樣本t檢驗和單因素方差分析，問卷信度檢驗結果以Cronbach's α 系數表示，問卷效度檢驗進行探索性因子分析，通過AMOS 24.0 進行驗證性因子分析，對正式問卷效度進行檢驗，采用結構方程模型分析對護生從事“互聯網+護理服務”意愿影響因素模型的擬合程度進行檢驗。以P＜0.05 為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 護生從事“互聯網+護理服務”意愿 護生從事“互聯網+護理服務”行為意愿得分為（3.48±0.65）分，處于中等偏上水平，維度得分由高到低依次為感知有用性（3.82±0.63）分、態度（3.69±0.62）分、感知行為控制（3.59±0.63）分、感知易用性（3.33±0.74）分、主觀規范（3.29±0.73）分。

2.2 不同人口學特征護生從事“互聯網+護理服務”行為意愿得分比較（見表1）

表1 不同人口學特征護生從事“互聯網+護理服務”行為意愿得分比較（n=1 178,±s) 單位：分

表1 不同人口學特征護生從事“互聯網+護理服務”行為意愿得分比較（n=1 178,±s) 單位：分

項目性別分類P男女統計值t=0.776＞0.05年齡F=3.483＜0.05教育程度t=?0.747＞0.05對“互聯網+護理服務”了解程度≤18 歲19～24 歲≥25 歲專科及以下本科及以上完全不了解不太了解一般比較了解非常了解F=25.277＜0.01實習經歷有無人數178 1 000 29 1 084 65 827 351 127 514 421 88 28 726 452得分3.51±0.77 3.47±0.63 3.28±0.66 3.47±0.65 3.64±0.61 3.47±0.66 3.50±0.64 3.29±0.71 3.45±0.59 3.45±0.63 3.75±0.69 4.48±0.60 3.52±0.65 3.41±0.64 t=2.844＜0.01

2.3 護生從事“互聯網+護理服務”意愿問卷信效度檢驗 為了保證問卷測量結果的準確性與可靠性，在使用結構方程模型分析之前對正式問卷的信效度進行檢驗。通過驗證性因子分析對問卷聚合效度及區分效度進行檢驗，具體結果如表2、表3所示。使用Cronbach's α系數作為信度檢驗指標，對問卷信度進行檢驗，態度、主觀規范、感知行為控制、感知易用性、感知有用性、行為意愿6 個維度的Cronbach's α 系數分別為0.836，0.916，0.936，0.823，0.899，0.890，問卷整體Cronbach's α系數為0.935。

表2 護生從事“互聯網+護理服務”意愿問卷聚合效度（n=1 178）

表3 護生從事“互聯網+護理服務”意愿問卷區分效度（n=1 178）

2.4 護生從事“互聯網+護理服務”意愿影響因素模型擬合結果 以本研究提出的護生從事“互聯網+護理服務”意愿影響因素初始假設結構方程模型進行結構方程模型分析，結果顯示假設H3：感知有用性正向影響護生從事“互聯網+護理服務”的行為意愿這一假設路徑未達到顯著，假設不成立，刪除這一路徑后，繼續進行結構方程模型分析，最終擬合結果見表4。護生從事“互聯網+護理服務”意愿影響因素修正結構方程模型見圖2，模型中各路徑系數(Beta 值)如圖2 所示，P 均＜0.001，達到顯著水平，路徑假設均成立。

表4 模型適配度評價指標及擬合結果

圖2 護生從事“互聯網+護理服務”意愿影響因素結構方程模型分析結果

3 討論

3.1 護生從事“互聯網+護理服務”意愿 護生從事“互聯網+護理服務”意愿得分為（3.48±0.65）分，得分較高，表明護生對從事“互聯網+護理服務”有較強的意愿。不同年齡、不同實習經歷的護生對從事“互聯網+護理服務”意愿得分比較差異有統計學意義。隨著年齡增長，護生對“互聯網+護理服務”了解程度增加，護生從事“互聯網+護理服務”意愿逐漸增加，且有實習經歷的護生對“互聯網+護理服務”的從事意愿高于無實習經歷的護生。因此，可以在護理教育課程中加入“互聯網+護理服務”相關內容，并在醫院及社區設立實習場地，提高護生對“互聯網+護理服務”的認識及了解程度，從而提高行為意愿。

3.2 護生從事“互聯網+護理服務”意愿問卷信效度分析 本研究采用驗證性因子分析對正式問卷效度進行檢驗，以聚合效度和區分效度作為效度檢驗指標。用標準化因素負荷量、AVE 和CR3 個指標綜合衡量聚合效度[16]，標準化因素負荷量高于0.5，AVE 值高于0.5，CR 值高于0.7，說明問卷中各研究維度具有較好的聚合效度[16]。由表2 可知，護生從事“互聯網+護理服務”意愿問卷中各條目的標準化因素負荷量最低為0.737，均高于0.5；各維度AVE 值最低為0.630，均高于0.5；各維度CR 值最低為0.829，均高于0.7，說明護生從事“互聯網+護理服務”意愿問卷各研究維度具有良好的聚合效度。當各維度AVE 的平方根大于其與其他維度的相關系數時，說明問卷中各研究維度具有較好的區分效度[16]。由表3 可知，護生從事“互聯網+護理服務”意愿問卷各維度間的相關系數絕對值明顯小于各維度的AVE 平方根值，說明護生從事“互聯網+護理服務”意愿問卷中各研究維度區分效度較好。本研究以Cronbach's α 系數作為信度檢驗指標，態度、主觀規范、感知行為控制、感知易用性、感知有用性、行為意愿6 個維度的Cronbach's α 系數以及問卷整體Cronbach's α 系數均在0.8 以上，表明問卷整體以及各維度均有較好的內部一致性。綜上所述，本研究問卷具有良好的信效度，可以作為測量工具來檢驗護生從事“互聯網+護理服務”意愿影響因素模型。

3.3 護生從事“互聯網+護理服務”意愿影響因素模型分析 護生從事“互聯網+護理服務”意愿影響因素初始假設結構模型圖，根據第1 次結構方程模型分析結果，刪除H3 這一假設路徑后，最終修正模型擬合結果顯示，各擬合指標均在可接受范圍內，符合模型評價標準，模型成立。護生從事“互聯網+護理服務”意愿影響因素修正結構方程模型分析結果顯示，模型中各路徑系數P 均小于0.001，達到顯著水平，路徑假設均成立。且觀察變量每個潛變量的路徑系數均高于0.50，說明潛變量可以很好地表示觀察變量。整個模型對行為意愿可以解釋的變異量為62%。表明本研究護生從事“互聯網+護理服務”意愿影響因素模型擬合效果較好，對行為意愿具有較強的解釋能力。態度、感知行為控制、主觀規范對行為意愿有直接影響，影響的效應量分別為0.471，0.343，0.081。其中對行為意愿影響程度最大的是態度，護生對從事“互聯網+護理服務”的態度越積極，其行為意愿越強，這與Hollier 等[20]的研究結果一致。因此，一方面可以通過護理院校與教學醫院增加“互聯網+護理服務”相關課程設置與宣傳教育，以及現有居家護理軟件及社交媒體的網絡宣傳，加深護生對“互聯網+護理服務”的了解及對其優勢的認知，加強護生對“互聯網+護理服務”的正向認同與肯定；另一方面可制定相關鼓勵政策與合理定價策略，提高“互聯網+護理服務”工作環境與待遇。其次是感知行為控制，其對行為意愿也有正向預測作用，即護生對自己從事“互聯網+護理服務”的能力越有信心，其行為意愿越強。Hansen 等[21]的研究也證實了這一點。因此，可以通過對護生“互聯網+護理服務”平臺使用能力、居家護理能力等進行教育與培訓，增強其自身從業能力，從而提升其對從事“互聯網+護理服務”的行為意愿。主觀規范也可正向預測行為意愿，表明家人、同學等周圍人對“互聯網+護理服務”越支持，護生的行為意愿越強，說明護生在決定是否從事“互聯網+護理服務”時，會考慮熟識的人對“互聯網+護理服務”的看法和建議，這與王進等[22]的研究一致。因此，在制定相關推廣策略時，要考慮不同群體之間的差異，針對不同群體制定不同的推廣方案會輻射更多的人群。感知易用性和感知有用性通過影響態度間接影響行為意愿，影響的效應量分別為0.333 和0.644，即護生感知到的“互聯網+護理服務”的有用性與易用性越強，其對從事“互聯網+護理服務”的態度越積極，行為意愿越強，感知易用性還可通過影響感知有用性間接影響態度，影響的效應量為0.594，即護生對從事“互聯網+護理服務”的感知易用性越強，感知有用性越強，態度越積極，這與Arora 等[23]的研究結果一致。感知有用性的影響效應量明顯高于感知易用性，表明護生在決定從事“互聯網+護理服務”時更重視“互聯網+護理服務”對自身的價值，但這并不表明護生不重視“互聯網+護理服務”平臺容易使用的程度，如果護生在使用“互聯網+護理服務”平臺時感到十分困難，則不會認為該技術有用，最終其行為意愿也會降低。因此，可以通過提高護生對從事“互聯網+護理服務”的感知有用性與感知易用性，增強護生的行為意愿。在增強感知有用性方面，一是政府或者醫療機構可以推出鼓勵政策與福利待遇，支持護士從事“互聯網+護理服務”，讓護生在選擇“互聯網+護理服務”時，可以認清其對自身未來發展的價值；二是“互聯網+護理服務”平臺可以增加人性化設計，通過分析用戶的使用行為，為用戶提供針對性的信息。在增強感知易用性方面，一是“互聯網+護理服務”平臺可以讓護士利用業余時間，通過網上接單以及線下服務的方式獲得相應報酬，并且服務過程可通過手機記錄與上傳，與傳統居家護理相比，該服務模式本身就具有一定的便利性；二是“互聯網+護理服務”平臺的設計應簡潔流暢，簡化操作流程。

4 小結

本研究通過整合計劃行為理論和技術接受模型，構建護生從事“互聯網+護理服務”意愿影響因素模型，探討護生從事“互聯網+護理服務”意愿的影響因素。結構方程模型分析結果顯示，該模型擬合結果良好，且對行為意愿的解釋能力較強。態度、主觀規范、感知行為控制對行為意愿有直接正向影響，感知易用性和感知有用性通過影響態度間接影響行為意愿，感知易用性還可通過影響感知有用性間接影響態度，進而影響行為意愿，為制定“互聯網+護理服務”推廣策略及平臺設計提供了理論依據。但本研究只調查了護生群體，建議今后可以針對不同人群開展調查，從而對不同人群制訂個性化措施。