網絡健康社區用戶信息交流的認知動因探究
——基于SEM和fsQCA方法

賀 珊 曹 坡 余佳琪,3 劉 蕤*

(1.華中師范大學信息管理學院，湖北 武漢 430079；2.湖北三峽職業技術學院，湖北 宜昌 443199；3.湖北師范大學圖書館，湖北 黃石 435002)

信息交流是指人或組織之間借助一定的符號體系進行信息的傳遞與交換[1]，從而實現信息的交流和分享，滿足主體的信息需求。隨著社會經濟發展，“互聯網+醫療健康”理念的不斷深入，以及互聯網技術的快速發展，使更多受眾可以隨時隨地使用網絡進行健康信息交流。國外的Medhelp、Yahoo!Health等，國內的好大夫在線、丁香園、春雨醫生、拇指醫生等網絡健康社區已成為人們獲取健康信息、交流健康狀況以及尋醫問診的重要方式。

用戶在信息交流的過程中，會受到平臺的易用性、信息質量、用戶特征等因素的影響。Zhang Y[2]將用戶選擇網絡健康資源的影響因素分為5類：與信息源相關的因素、與用戶相關的因素、信息源與用戶的關系、健康問題特征、社會影響。用戶會根據自身面臨問題的嚴重程度來決定如何獲取和分享健康信息，用戶一般會傾向于在社交媒體上獲取情感支持和健康常識，在網絡健康社區中獲取健康專業知識[3]；鄧勝利等[4]分析了不同的信息傳播媒介對健康信息搜尋的影響，用戶會根據所處的健康情境不同選擇不同的傳播媒介，用戶對平臺的選擇受到使用情景、信息質量、便利性等因素的影響；在不同的任務情境下，不同性格特點、健康素養水平的用戶在平臺選擇時都有差異[5]。廖靜文[6]以社會認知理論、健康信念模型為基礎，探究了在線醫療健康服務使用與健康行為之間的關系，發現在線醫療健康服務的使用雖然對健康行為無直接顯著影響，但通過提高用戶健康風險的感知能力、增強自我效能感，間接促進健康行為的產生；McDaniel A M等[7]證實了網絡健康社區中的健康信息交流行為可以幫助戒煙者獲取社會支持，并通過提高戒煙者的自我效能感進一步促使健康行為的產生，幫助戒煙者成功戒煙，說明了互聯網戒煙計劃的可行性。

此外，國內外學者在進行健康信息交流的動因研究時，多從經典的行為理論出發構建研究模型，探尋影響因素的作用機制?；谏鐣С掷碚?，李夢宇[8]發現，在線健康社區中社會支持供需最多的是尋求指導建議類的信息支持，信息支持、情感支持和陪伴支持等社會支持與用戶參與行為正相關；信息支持和情感支持可以通過影響用戶的信任對知識分享意愿產生作用[9]；基于社會資本理論，彭昱欣等[10]利用結構方程模型探討了在線健康社區中醫學專業用戶知識分享行為的影響因素，信任、共享愿景、利他主義等因素對醫學專業用戶的共享意愿有積極顯著影響；周濤等[11]不僅探尋了社會交互聯結、信任、認同、共同語言等社會資本因素對用戶健康知識獲取和貢獻行為的影響，而且發現了信息支持和情感支持對社會資本的影響；Lin H C等[12]從感知交互性視角論證了結果期望、感知互動性對社交媒體中用戶健康信息交流行為的顯著影響。

通過梳理國內外文獻發現，首先，國內外關于健康信息交流行為的研究多是圍繞信息本身的質量、有用性等展開，且多運用傳統的信息行為理論框架來解釋用戶健康信息行為，對于用戶健康信息交流行為的認知動因認識不足，認知動因影響下的決策過程刻畫不夠深入；其次，目前研究多采用回歸分析法，探究單個前因變量的作用，較少分析多個前因變量共同作用對結果變量的影響。因此，本文基于健康信念模型和計劃行為理論，從信息交流的互動視角來揭示影響網絡健康社區中健康信息交流行為的用戶認知動因，深入分析認知因素與情感因素的交互關系，并運用結構方程模型和定性比較分析的混合方法對變量間的影響路徑進行組態分析，探討各因素的聯動關系及作用機制。

1 理論模型與研究假設

1.1 理論模型

健康信念模型是最早運用于個體健康行為解釋和預防性健康行為的理論模型，是目前運用最廣的健康行為理論之一[13]。健康信念模型綜合了認知理論和期望確認理論，從個人健康信念形成的視角來解釋人們采取健康行為的影響因素，強調個人對健康問題的態度和信念，以及采取健康行為的利益和障礙的評估對實施健康行為的影響[14]，其包括感知易感性、感知嚴重性、感知收益、感知障礙、行動線索和自我效能6個主要變量。

健康信念模型主要著眼于模型內各變量與健康行為之間的直接作用，將其與信息系統領域的基礎理論相結合成為信息科學的研究熱點[15]；在對健康相關行為的研究中，將健康信念模型與計劃行為理論相結合可以提高模型的解釋度[16]。與此同時，健康信念模型認為健康行為的產生主要受到健康信念的影響，用戶對各個因素的認知會影響其健康行為，用戶綜合對健康風險的認知、對健康行為的期望以及所受的提示因素的影響決定是否采取健康行為。電子健康素養、健康數學運算能力更加準確地刻畫了個體獲取、理解、評價健康信息的能力，已有研究將利用電子健康素養和健康數字運算能力考察用戶的健康信息行為[17-18]。此外，情感也是影響信息交流的重要因素，不同的情感狀態會影響用戶的信息交流行為[19]。情感因素在認知與行為之間起著重要影響作用[19]，選用健康焦慮這一情感變量作為感知易感性、感知嚴重性與健康信息交流之間的中介變量具有一定的意義。

因此，本文基于健康信念模型與計劃行為理論，納入電子健康素養、健康數學運算能力、健康焦慮3個變量，構建網絡健康社區中信息交流的認知動因研究模型，如圖1所示。

圖1 信息交流用戶認知動因的研究模型

1.2 研究假設

計劃行為理論認為行為態度的形成是受行為信念所影響的，行為信念指的是個體對行為可能產生的結果的評估[20]。行為發生前，行為的信念通過對行為態度產生影響，繼而影響實際行為[21]。感知易感性和感知嚴重性是對自身面臨健康風險時的潛在損失和風險的預期，當用戶認為自己可能面臨健康風險以及認識到健康風險帶來的嚴重性時，就越有可能對網絡健康社區中的健康信息交流行為持積極態度[13]。社交媒體中用戶對健康風險的易感性顯著影響了用戶搜尋相關信息的態度[22]。故提出以下假設：

H1：感知易感性對行動態度有正向影響

H2：感知嚴重性對行動態度有正向影響

健康風險的感知已被證明是影響用戶采納或搜尋健康信息的重要因素[14]，個體對于自己面臨健康風險的易感性和嚴重性的感知會決定個體是否采取健康行為，這種感知越強烈，個體越有可能采取健康行為來降低風險[23-24]。感知易感性、感知嚴重性對在線健康服務的使用呈正相關關系[25]。Ahadzadeh A S等[26]在在線健康信息調查中發現，感知易感性與人們的健康信息搜尋行為顯著相關。故提出以下假設：

H3：感知易感性對健康信息交流行為有正向影響

H4：感知嚴重性對健康信息交流行為有正向影響

對健康行為結果的預期主要包括對感知收益和感知障礙的認知。感知收益是用戶對某行為帶著積極的、正面的結果的預期[13]。董慶興等[27]認為，提高用戶在線健康社區使用中的感知收益，降低感知成本，能有效提升在線健康社區利用率。Ren C等[28]發現，感知收益可以促進用戶在線健康信息搜尋行為。故提出以下假設：

H5：感知收益對健康信息交流行為有正向影響

感知障礙是指人們感知到執行某項健康行為所面臨的障礙[13]，主要表現為阻礙某一特定行為的因素、阻力或者需克服的困難[29]。本文是指用戶在健康信息交流行為過程中所需克服的困難或所需付出的成本，包括時間、精力、金錢各方面的代價。袁紅等[30]發現，數字移民健康信息搜尋的感知障礙類型主要包括技術性困難(如計算機的使用技能)、非技術性困難如需求表達等障礙。故提出以下假設：

H6：感知障礙對健康信息交流行為有負向影響

行動線索是指可以促進個體實施健康行為的提示因素[13]。這些提示因素包括個人經歷等內部因素，媒體的宣傳、親友對疾病的認知及健康行為的暗示等促成健康信念的實施等外部因素。Yuen K F等[31]在對海員的安全措施采納的研究中發現，行動線索對保護行為有顯著影響。故提出以下假設：

H7：行動線索對健康信息交流行為有正向影響

在健康信念模型中，自我效能被驗證為影響健康行為的重要因素[32]。

電子健康素養水平不同的用戶在健康信息交流的表現也不同，電子健康素養水平越高的用戶，可以通過更多渠道獲取網絡健康信息，對網絡健康信息的態度也更積極[33]。李信等[34]通過對不同電子健康素養水平大學生的網絡信息搜尋情況進行研究，發現，電子健康素養對大學生健康信息搜尋渠道選擇、信息評價、搜尋障礙、行為態度都有顯著影響。數學運算能力在健康醫療領域也是影響用戶進行健康管理、健康決策的重要影響因素，但對于個體處理數字、圖表類健康信息的能力未引起廣泛關注，國外有學者將這一能力作為獨立的變量進行研究，即健康數學運算能力。Tennant B等[18]發現，數學運算能力高的用戶在健康信息搜尋水平和健康管理自我效能的表現都更好；低健康數學運算能力的用戶會更少去主動獲取健康風險信息來校正他們對健康風險的評估[35]。故提出以下假設：

H8：電子健康素養對健康信息交流行為有正向影響

H9：健康數學運算能力對健康信息交流行為有正向影響

健康焦慮指用戶對某種身體狀況或患有疾病的過分關注和恐慌狀態而引起的緊張、不安的情緒狀態[36]。個體對健康信息的認知會影響其健康焦慮程度，健康焦慮是由于個體認為自己受到了健康問題的威脅的信念而產生的。感知易感性程度越高的個體越可能產生健康焦慮[37]，對健康問題的易感性與嚴重性認知也會使個體產生健康焦慮的情緒[37]。故提出以下假設：

H10：感知易感性對健康焦慮有正向影響

H11：感知嚴重性對健康焦慮有正向影響

為緩解焦慮、減少消極認知，用戶會更積極進行健康信息交流以獲取信息消除不確定性。研究表明，健康焦慮對健康信息搜尋有顯著影響，緩解焦慮是用戶進行健康信息搜尋的重要動機之一[38]；容易產生健康焦慮的人可能會更多地在線搜尋與健康相關的信息[39]。故提出以下假設：

H12：健康焦慮對健康信息交流行為有正向影響

計劃行為理論[20]認為個體是否采取某行為主要受到行為意愿的影響，而行為意愿受到行為態度的影響。行為態度是指網絡健康社區中的用戶對于健康信息交流行為的總體評價[40]。Huang X等[41]將計劃行為理論和健康信念模型進行整合，發現游客對預防性保護措施的態度與預防性保護措施正相關。故提出以下假設：

H13：行為態度對健康信息交流行為有正向影響

計劃行為理論認為行為態度受信念的影響并對行為產生影響[20]。Huang X等[41]通過將計劃行為理論和健康信念模型進行整合，并驗證了行為態度在感知易感性和感知嚴重性與預防性行為之間有中介作用；Zhang H等[42]通過態度間接地將風險感知和收益感知與個人食品消費行為相關聯。因此本文提出以下假設：

H14：行為態度在感知易感性與健康信息交流行為之間起中介作用

H15：行為態度在感知嚴重性與健康信息交流行為之間起中介作用

健康焦慮的產生受到個體對健康問題的認知的影響，而健康焦慮又對健康信息交流行為有影響。健康焦慮在個人對疾病的認知與健康信息搜尋行為間起中介作用[39]，因此本文提出以下假設：

H16：健康焦慮在感知易感性與健康信息交流行為之間起中介作用

H17：健康焦慮在感知嚴重性與健康信息交流行為之間起中介作用

2 問卷設計

2.1 量表設計

本文構造包含感知易感性、感知嚴重性、感知收益、感知障礙、行為態度、行動線索、健康焦慮、電子健康素養、健康數學計算能力、健康信息交流10個研究變量的問卷。問卷采用李克特五級量表，1表示“完全不同意”，5表示“完全同意”，答題者須在其中做出唯一選擇。量表如表1所示。

表1 變量的測量項

2.2 調查問卷前測

為保證問卷質量，先對問卷進行小規模的前測。前測共收集到78份問卷，剔除答題時間低于1分鐘的樣本，最終得到73份問卷，有效率為93.6%。首先，通過SPSS 22進行探索性因子分析(Exploratory Factor Analysis，EFA)，刪除因子負荷低于0.5的題項BAR1、HN4。KMO統計量為0.664，并在0.001顯著水平下通過檢驗。對調整后的問卷進行信效度檢驗，所有保留因子的Cranbach`s α系數均在0.7以上，確保了量表的信度。

本文采用網絡問卷調查方式收集數據，在“問卷星”平臺編輯電子問卷，借助微信、QQ、微博等社交平臺，以及丁香園、好大夫在線、微醫等在線醫療平臺進行問卷的發放，并注意控制男女比例和年齡段的分布。共收集411份問卷，對回答時間少于1分鐘的問卷進行剔除。共剔除25份問卷，回收386份問卷，有效率為93.9%。

3 結構方程模型分析

3.1 描述性統計分析

描述性統計分析發現，本文男女比例基本持平；樣本年齡結構整體偏年輕，25～34歲的樣本數最多，占比為47.7%，符合網絡健康社區用戶年齡分布結構；在學歷背景結構上，本科學歷占比最大，達49%，其次是研究生學歷占24.3%，整體教育水平較高；在健康信息關注度上，63.5%的樣本比較關注健康信息，僅12.7%的健康信息關注度不高；在眾多網絡健康社區中，使用較多的是丁香醫生(40%)、百度知道(27.7%)、知乎(26.2%)、平安好醫生(21.8%)、微信公眾號(21.8%)、春雨醫生(19.7%)、好大夫在線(19.4%)，整體而言，專業的健康醫療平臺的使用度較高。

3.2 測量模型分析

測量模型分析結果顯示，因子載荷和各變量的CR值的最小值分別為0.664和0.805，均高于基準值；各變量的AVE值均在0.5以上，所有AVE平方根均大于該變量與其他變量的相關系數。因此，模型具有良好的信度和效度。

3.3 結構模型分析

在使用驗證性因子分析確定測量模型的合理性后，進一步對研究模型的結構模型進行分析，主要包括模型適配度分析、路徑分析和中介效應分析。

3.3.1 模型擬合度分析

本文模型在3個方面的擬合指數都符合評價標準，模型整體擬合度較好，如表2所示。

表2 模型適配度結果

3.3.2 路徑分析

路徑分析結果表明，除感知易感性、感知嚴重性、感知障礙對健康信息交流行為的影響不顯著外，其他路徑均成立，如圖2所示。通過路徑系數可知，感知易感性和感知嚴重性對健康焦慮、行為態度都有顯著影響，且感知易感性的影響更大。

3.3.3 中介效應分析

本文利用Amos中的Bootstrapping方法進行中介效應分析，設置Bootstrap自抽樣1 000次、置信水平為95%。中介檢驗結果如表3所示 。

表3 中介檢驗結果

根據表4可知，在95%置信水平下，SUStoATtoHIE路徑中，間接效應在Bias-corrected置信區間的下限為0.458，上限為0.815；在Percentile置信區間的下限為0.456，上限為0.805，這兩個置信區間均不包含0，故SUStoATtoHIE的間接效果存在；同理，SUStoHAtoHIE路徑、SEVtoATtoHIE路徑和SEVtoHAtoHIE路徑中，間接效應在Bias-corrected置信區間和Percentile置信區間均不包含0，故這3條路徑的間接效果存在。因此，行為態度、健康焦慮在感知易感性與健康信息交流行為之間具有中介效應；行為態度、健康焦慮在感知嚴重性與健康信息交流行為之間具有中介效應。

綜上所述，除了H3、H4、H6不成立外，其余假設均成立。

4 模糊集定性比較分析

傳統回歸分析關注的是各變量的凈效應，而定性比較分析關注的是變量之間的綜合作用。因此，本文將使用定性比較分析的方法對各變量進行組態分析，探尋變量間的作用路徑。

4.1 變量選取與數據校準

參考Fiss P C[55]的研究并結合數據的實際分布情況，本文對涉及的前因變量取平均值，根據Ragin C C[56]提出的5%、95%以及交叉點50%的標準分別進行數據校準，以提高結果的可解釋性。

數據校準后，對單一前因變量進行必要性分析發現，所有的前因變量的一致性都小于0.9，沒有單一前因變量是結果變量的必要條件。單個前因變量無法導致結果變量的發生，進一步對前因變量進行組態分析探尋發生健康信息交流行為的組態路徑。

4.2 fsQCA分析

4.2.1 發生健康信息交流的組態分析

根據真值表進行標準分析，得到發生健康信息交流行為組態分析的結果，如表4所示。

表4 發生健康信息交流行為的組態分析

由表5可知，組合一致性為0.922，高于設定閾值；覆蓋率為0.854，即覆蓋了85%的樣本，對于結果變量具有較高的解釋力。

橫向比較各組態，可將發生健康信息交流行為的組態分析結果歸納為4種模式。

1)模式一。組態H1a和組態H1b具有相同的核心條件，但兩個組態的邊緣條件有所不同。在組態H1a中，感知收益、健康數學運算能力的存在和感知障礙的缺失發揮了輔助作用，感知易感性、感知嚴重性、健康焦慮是無關緊要的條件；在組態H1b中，感知收益、健康焦慮、健康數學運算能力的存在發揮了輔助作用，感知易感性、感知嚴重性、感知障礙成為無關緊要的條件。說明用戶對健康信息交流行為呈積極態度，受到行動線索的影響并具備較高電子健康素養的情況下，如果感知收益和健康數學運算能力高，感知障礙低或健康焦慮高會促使健康信息交流行為的發生。

2)模式二。組態H2的核心條件是高感知嚴重性、積極的行為態度、高健康焦慮，感知易感性、行動線索、健康數學運算能力發揮了輔助作用，感知收益、感知障礙、電子健康素養成為無關緊要的條件，這一結果進一步佐證了行為態度與健康焦慮對感知嚴重性的中介作用。

3)模式三。組態H3a和組態H3b具有相同的核心條件，感知易感性、感知收益、行為態度發揮了核心作用。在組態H3a中，感知嚴重性、行動線索、電子健康素養發揮了輔助作用；在組態H3b中，感知嚴重性、健康焦慮、電子健康素養發揮了輔助作用。說明用戶在感知面臨健康風險的可能性較大、感知收益多、對健康信息交流行為的態度積極時，如果感知嚴重性、電子健康素養高，由高行動線索激勵或由高健康焦慮促使用戶進行健康信息交流行為。

4)模式四。組態H4a和組態H4b具有相同的核心條件，感知易感性、行動線索、健康焦慮的存在發揮核心作用。在組態H4a中，感知嚴重性、感知收益發揮了輔助作用；在組態H4b中，感知嚴重性、行為態度發揮了輔助作用。這一結果進一步佐證了健康焦慮在感知易感性與健康信息交流行為之間的中介作用。

4.2.2 不發生健康信息交流的組態分析

由于定性比較分析假設因果不對稱，結果的發生與不發生是由不同的原因導致的。對結果變量健康信息交流取非集，可以對不產生健康信息交流行為的原因進行分析，不產生健康信息交流行為的組態分析結果如表5所示。

表5 不產生健康信息交流行為的組態分析

橫向比較各組態，可將不產生健康信息交流行為的組態分析結果歸納為4種模式。

1)模式一。在組態NH1中，低感知易感性、低感知收益、消極的行為態度是促使用戶不進行健康信息交流的核心因素，低電子健康素養發揮了輔助作用，說明用戶在對健康信息交流行為持消極態度、感知收益少且認為健康風險帶來后果不嚴重時不會進行健康信息交流行為。

2)模式二。在組態NH2中，與組態NH1不同，低感知易感性、感知障礙強、低電子健康素養是用戶不進行健康信息交流行為的主要原因，當用戶感知健康風險低、認知能力低且感知障礙高時，用戶不會發生健康信息交流行為。

3)模式三。在組態NH3中，感知障礙強、健康焦慮低、低健康數學運算能力是阻礙用戶進行健康信息交流的主要因素，說明用戶健康焦慮低、感知障礙強且健康數學運算能力低時不會進行健康信息交流。

4)模式四。組態NH4a和組態NH4b具有相同的核心條件，感知障礙強、低健康數學運算能力是用戶不進行健康信息交流行為的核心因素，在組態NH4a中，低電子健康素養和低行動線索起輔助作用；在組態NH4b中，低電子健康素養和低感知收益起輔助作用。說明當用戶感知障礙強且健康數學運算能力和電子健康素養較低時，感知收益或行動線索的缺失會促使用戶不進行健康信息交流行為。

5 結 論

5.1 討 論

本文基于健康信念模型和計劃行為理論，結合電子健康素養、健康數學運算能力探討網絡健康社區中用戶信息交流行為的認知動因，揭示行為態度、健康焦慮等情感變量在認知動因與健康信息交流行為之間的中介作用。在結構方程模型的基礎上，借助模糊集定性比較分析方法深入揭示各影響因素間的聯動效應與作用機理，探討用戶健康信息交流行為認知動因的凈效應，同時厘清導致結果變量的構型。

SEM路徑分析表明，行動線索、感知收益、行為態度、健康焦慮、健康數學運算能力、電子健康素養對健康信息交流行為有顯著正向影響。這與fsQCA的分析結果一致，行動線索、感知收益、行為態度、健康焦慮、健康數學運算能力、電子健康素養在發生健康信息交流的組態分析中都能在路徑上發揮核心作用，對健康信息交流行為產生影響。

在SEM路徑分析中，感知易感性、感知嚴重性對健康信息交流無顯著影響，感知易感性和感知嚴重性對行為態度、健康焦慮有顯著正向影響，行為態度和健康焦慮對健康信息交流行為有正向影響，行為態度和健康焦慮在感知易感性、感知嚴重性和健康信息交流行為之間起完全中介作用。感知易感性與感知嚴重性是健康信念模型的重要構面，但在實際應用中的作用路徑不甚明細。Mou J等[25]認為，感知易感性與感知嚴重性對網絡健康服務使用意向有顯著影響；Zhang L等[57]經實證分析發現，感知易感性、感知嚴重性對健康信息搜尋行為無顯著影響；李裕廣[58]發現，行為態度在感知嚴重性與健康信息共享之間存在中介作用，而在感知易感性與健康信息共享之間無中介作用。本文利用行為態度、健康焦慮兩個情感變量將用戶對健康風險的認知和健康行為進行聯系，明晰了感知易感性與感知嚴重性的作用路徑。中介分析驗證了行為態度和健康焦慮在感知易感性和感知嚴重性與健康信息交流行為間的完全中介作用，這一點在fsQCA中也顯示同樣的結果。在組態H2、組態H3a和組態H3b、組態H4a和組態H4b中，感知易感性或感知嚴重性與行為態度或健康焦慮作為核心因素促使健康信息交流行為的產生。

SEM實證分析表明，感知障礙對健康信息交流行為無顯著影響。在fsQCA的發生健康信息交流行為的組態分析中，感知障礙沒有發揮核心作用。網絡的普及、人們網絡素養的提高使用戶對使用網絡獲取或分享健康信息的障礙感知較低[59]，用戶認為在網絡上交流所需付出的時間、精力、金錢成本較低，對網絡健康信息行為的發生無顯著影響[60]。但定性比較分析認為，行為的發生與不發生具有非對稱性，即不產生行為的原因并非是發生行為的原因的鏡像。不產生健康信息交流行為的組態分析結果中顯示，感知障礙對健康信息交流行為的不產生起核心作用。當用戶對健康風險感知程度低或不具備較高健康信息認知能力時，感知障礙會是阻礙用戶健康信息交流的重要因素。

SEM路徑分析表明，電子健康素養與健康數學運算能力都對健康信息交流有顯著正向影響，且兩者在fsQCA的分析路徑中均能發揮一定的作用。對組配路徑分析發現，電子健康素養與健康數學運算能力是兩個具有相關性且都能獨立與其他變量組合對結果變量產生影響。

5.2 研究啟示與不足

本文將健康信念模型引入健康信息交流行為的研究中，拓展了健康信念模型的應用領域，將健康信念模型與計劃行為理論結合，增強了健康信念模型在健康行為研究的解釋力。行為態度在感知易感性和感知嚴重性與健康行為之間起著完全中介作用，進一步揭示出健康信念對用戶的健康行為的作用路徑。此外，使用混合方法，不僅明確了健康信念對健康行為的影響，也探明了健康信念之間的相關關系，深化了健康信念模型的內涵。

在實踐層面，網絡健康社區應主動為用戶提供高質量、準確的健康信息，以提高用戶對健康風險的認知，增強積極情感，增加收益感知，提高健康信息服務的針對性；也要增加網絡健康社區宣傳活動，建立激勵機制，以發揮用戶行動線索的促進作用；用戶要提升自身健康素養和健康計算能力，積極參與健康教育活動；此外，網絡在線健康社區要制定合理的隱私保護政策，為用戶開展健康信息交流保駕護航。

本文也存在一定的不足。首先，研究數據來源于網絡問卷，樣本可能存在同源偏差；其次，在認知變量測量上主要使用的主觀測量量表，得分可能存在偏差；此外，本文沒有考慮到用戶客觀差別進行分析，比如性別、健康狀況的影響，在今后的研究中應對用戶的個體特征予以關注。