慢性病患者購買居家醫療護理服務產品意向的影響因素研究

葛怡寧,黃蕊,許興龍

江蘇大學管理學院,江蘇 鎮江 212013

2020年,國家衛生健康委發布《關于加強老年人居家醫療服務工作的通知》,要求進一步增加老年人居家醫療服務精準供給[1]。由于受到傳統養老觀念等因素的影響,中國老年人也更傾向于居家養老[2],且與單一慢性病和未患慢性病老年人相比,共病老年人對居家養老服務需求更高[3]。老年慢性病患者更注重診療、保健、健康管理類服務項目[4]。

2021年,國家衛生健康委、全國老齡辦、中醫藥局提出應向重點特殊情況、特殊時期的老年患者提供全方位的居家醫療服務[5]。因此,為了滿足老年人日益增長的健康養老需求,相應的上門醫療護理服務在全國各地陸續開展起來。

老年人居家醫療護理服務產品是以家庭場所為場地,由醫療養老公司、基層醫療機構聯合專業醫護人員,為滿足老年人的衛生健康需求,針對失能老人、非失能老人、患病老人等老年群體設計的一種上門醫療護理產品,主要項目內容包括康復護理、營養指導、心理疏導、慢性病管理、陪診、善終關懷等居家醫療護理及照護服務。

據2019年國家衛生健康委員會統計,我國超過1.8億老年人患有慢性病,比例高達75%,且隨著年齡增加,患病數量可由2.8種增加到5.93種[6][7],共病患病率為45.5%。慢性病高發成為老齡化社會面臨的一大挑戰。針對慢性病的不同種類和不同程度,老年人需要更加個性化、靈活性的慢性病居家醫療護理服務產品。

本研究在對江蘇省內人群進行調研時發現,45歲及以上的居民中患慢性病的人數已達到八成,值得作為研究對象,因此本研究旨在了解45歲及以上的慢性病患者對老年人居家醫療護理服務產品的購買意向,運用Fishbein模型對影響因素進行分析,為該部分人群選擇適用性更強的產品提供幫助。

1 模型選擇與假設提出

1.1 模型選擇

Fishbein多屬性態度模型假設實際行為是形成某種特定行為意向的結果,模型并不能直接預測行為,而是指明其行為意向[8]。根據Fishbein模型,有兩個主要因素決定了行為意向,即個人態度和社會規范。如圖1所示。

圖1 多屬性態度模型

事實上,Fishbein模型已被廣泛應用并得到了有效驗證。由于該模型要求決策遵循理性,在現實中并不適用,因此許多學者在研究的過程中引入了新的變量,修正該模型。王建華等將對農藥殘留不規范施藥行為的風險感知納入分析框架[8]。馮蛟等基于該理論對消費者移動支付工具使用意愿進行研究,細致劃分行為態度和主觀規范,并引入消費者創新性這一情境因素[9]。畢紅和楊光研究指出需求感知和催生意愿共同作用推動用戶進行購買決策[10]。他們的研究佐證了Fishbein模型對于產品購買意向的解釋,即個體的認知、態度和參照群體的看法影響著消費者對于產品的購買意向。

因此,要基于Fishbein模型研究慢性病患者對于居家醫療護理服務產品的購買行為意向,必須先要了解消費者的需求,即消費者的自身條件對于購買行為的影響程度,再明晰對于此類產品的態度,即產品的哪些屬性影響著消費者對產品的評估,還要明確外部環境對于消費購買行為的影響及其程度,即社會規范。

1.2 假設提出

根據其他研究總結,本文運用Fishbein模型將慢性病患者對自身健康狀況的風險感知納入其中,在原設計的基礎上進行拆分細化,試圖構建一個包括風險感知、個人態度、個人認知、主觀規范和從眾心理在內的概念模型,探求重要變量對產品購買意向的影響。其中,個體態度本文修改為個體對于產品的態度,個人認知指個體對產品的認知和評估,主觀規范指參照群體規范信念的影響程度,從眾心理指個體面對參照群體規范信念影響時的依從程度。

慢性病患者對自身健康狀況的風險感知主要體現在對自身病情的認知以及未來風險的不確定性。風險感知屬于個體對客觀病情的主觀感受,必然會影響消費者對于產品的行為意向。王杉等研究發現老年慢性病患者對于居家醫療護理服務的需求率高達88%,且患病種類和狀況不同的老年人對于服務項目的需求狀況不同[11]。這表明慢性病患者的風險感知越高,購買意向的需求越強烈。因此提出假設:

H1:風險感知會提高消費者對產品購買的積極態度。

H2:風險感知會促進消費者更深入地了解產品。

H3:風險感知會加深他人的意見對消費者的影響。

H4:風險感知會加深消費者的從眾心理。

H5:風險感知對消費者的購買意向有正向影響。

個人態度和個人認知作為一種主觀反應,受到產品認知、理解能力等客觀因素的影響。崔偉麗等研究發現老年人對醫養健康的認知度越高,態度越積極,接受意愿越高[12]。劉敏等也強調了老年群體滿意度對于居家護理服務的重要性[13]。因此提出假設:

H6:消費者對產品的積極態度會鼓勵其購買產品。

H7:消費者對產品的深入認知會促使其購買產品。

慢性病患者作為依附群體的“社會人”,在做是否執行購買行為的決策時,會受到群體態度和建議的影響。戴友艷等研究發現社會規范對于消費者的購買意愿產生正向影響,積極的社會規范會促使購買行為的執行,反之則抑制[14],即社會規范影響著消費者的判斷。因此提出假設:

H8:他人的積極意見會促使消費者改善對產品的態度。

H9:他人的積極意見會促使消費者加深對產品的認知。

H10:他人的積極意見會鼓勵消費者購買產品。

H11:從眾心理會促使消費者改善態度。

H12:從眾心理會促使消費者加深認知。

H13:從眾心理會引導消費者購買產品。

綜上,本研究的概念模型如圖2所示。

圖2 老年慢性病患者購買意向的概念模型

2 對象及方法

2.1 調查對象

本研究于2023年3—5月進行,采用方便樣本法,在江蘇省內針對患有慢性病的203位居民進行了問卷調查,男105名,女98名。入選標準:年齡≥45歲;慢性病患病數量≥1;意識清楚,有閱讀能力;自愿參與本次研究。

2.2 調查內容

采用自行設計的調查表,主要包括兩個部分:第一部分包括性別、年齡、日常生活受照顧情況、患病情況、體檢等基本情況;第二部分包括風險感知、個人態度、個人認知、主觀規范、從眾心理和購買意向。

2.3 統計學方法

采用SPSS 26.0和AMOS,主要通過信效度分析、結構方程驗證分析對數據進行分析。

3 數據分析及模型修正

3.1 樣本和數據

203名調查對象的樣本中年齡以50歲～70歲居多,占比為69.95%。被調查者中,患一種慢性病的情況最多,占比為53.2%。高血壓、高血脂和慢性腎衰的患者居多,占比分別為80.79%、68.97%和65.52%。

調查顯示,33.99%的被調查者認為自身不健康(包括一般、比較差、非常差),但其中仍有34.78%處于自理的生活狀態,27.54%由家人照顧,接受專業護理人員照顧的僅占5.80%。樣本中不能定期體檢的被調查者占到了22.66%,其中認為自身不健康的人分別占到了30.43%。

3.2 信效度檢驗

為了判斷被調查者對于同一變量選擇的可靠性,本文采用較為常用的Cranach’s α系數檢驗變量的信度。標準化Cronbach's α系數為0.911,這表明本文量表對于各結構變化的衡量都有較好的信度。

本文對變量進行KMO和Bartlett檢驗。結果顯示,KMO值為0.895>0.6,同時Bartlett球形度檢驗的結果顯示,顯著性P值為0.000***<0.05,水平上呈現顯著性,拒絕原假設,各變量間具有相關性,因子分析有效,程度為適合。

3.3 探索性因子分析

在證明量表可以進行因子分析后,本文對其進行主成分分析。通過分析方差解釋表格可知,在主成分為7個時,總方差解釋的特征根低于1,因此共提取主成分6個,變量解釋的貢獻率達到68.927%。碎石圖如圖3所示。6個主成分因子分別為風險感知(F1)、個人認知(F2)、主觀規范(F3)、從眾心理(F4)、個人態度(F5)和購買意向(F6)。

圖3 碎石圖

其中,風險感知(6條目)測量調查對象關于獨立應對、痛苦程度、護理知識、生活秩序等方面的風險感知;個人認知(7條目)包括質量、需求、價格、內容、專業水平、隱私、欺騙方面;主觀規范(5條目)包括親友、網絡、社會成員、商家方面;從眾心理(4條目)包括對產品、親友、社會成員方面;個人態度(3條目)包括信任、正確、理性方面;購買意向(3條目)包括考慮、優先選擇、值得推薦方面。

3.4 驗證性因子分析

經分析,5個主成分因子中的V1～V28各個測量項水平上呈現顯著性,即拒絕原假設,同時標準載荷系數均大于0.6,可以認為其有足夠的方差解釋率表現各可觀測變量能在同一因子上展現。并且基于F1、F3、F4、F5、F6,AVE和CR值分別大于0.5和0.7,說明因子內的測量指標提取度優秀;基于F2,AVE值小于0.5,CR值大于0.7,說明提取度較好。指標顯示因子內變量的聚合效度整體較好。如表1所示。

表1 因子載荷系數表

通過對因子之間的均值做相關性檢驗得,各因子之間(除了F2和F5、F3和F4之間)有顯著相關性(P<0.01),相關性系數均小于對應的AVE平方根,說明潛變量之間有一定相關性,且彼此間有一定區分度,量表區分效度理想。如表2所示。

表2 Pearson相關與AVE平方根值

本文對量表進行模型擬合情況分析得,指標均達到了理想標準,說明模型與數據擬合度優秀。如表3所示。

表3 模型擬合指標

3.5 結構方程模型檢驗

本文對結構方程模型進行檢驗。由模型路徑檢驗結果表4可知, H2、H9不能拒絕原假設,此路徑無效,即風險感知、主觀規范分別與個人認知沒有正向關系。

表4 模型回歸系數表

本文根據各項檢驗分析進行模型修正,結構方程模型的路徑圖如圖4所示。

圖4 老年慢性病患者購買意向的結構方程模型

測量方程式如下:

F1=0.784×V1+0.730×V2+0.731×V3+0.813×V4+0.758×V5+0.790×V6+δ1

F2=0.768×V7+0.676×V8+0.744×V9+0.226×F1+0.182×F3+0.379×F4+δ2

F3=0.708×V10+0.780×V11+0.716×V12+0.767×V13+0.689×V14+0.389×F1+δ3

F4=0.789×V15+0.708×V16+0.691×V17+0.749×V18+0.286×F1+ δ4

F5=0.742×V19+0.649×V20+0.732×V21+0.670×V22+0.695×V23+0.652×V24+0.704×V25+0.335×F4+δ5

F6=0.805×V26+0.805×V27+0.782×V28+0.338×F1+0.222×F2+0.163×F3+0.227×F4+0.166×F5+δ6

F1～F6分別代表風險感知、個人態度、主觀規范、從眾心理、個人認知和購買意向六個潛變量,V1～V28代表量表中28個可觀測變量,δi(i=1～6)代表殘差項。

3.6 潛在變量之間的關系分析

風險感知對購買意向的路徑系數值為0.338,說明風險感知和購買意向之間存在正向關系,證實了H5成立。風險感知在所有因素中路徑系數值最大,說明消費者在進行購買行為決策時更多會考慮風險感知的因素,對自身健康狀況的顧慮越大,越傾向于購買產品。

個人態度和個人認知對購買意向的路徑系數值分別為0.222和0.166,驗證了H6、H7的成立,說明兩者都對購買意向有正向影響。消費者對于產品的態度和評價越好,越傾向于購買該產品。

主觀規范和從眾心理對購買意向的路徑系數值分別為0.163和0.227,驗證了H10、H13的成立,說明兩者對購買意向有正向的作用。主觀規范對購買意向的影響力相對較弱,但從眾心理對購買意向的影響力相對較強,可能存在以下兩點原因:(1)被調查者的年齡階段偏大,在身體健康和消費方面的思維固化顯著,且認知水平有限,購買行為決策不易因他人勸說而改變;(2)比起廣告一類的宣傳,慢性病患者更傾向于參照周圍群體的使用情況,周圍群體的購買行為會刺激他們的購買意愿。

風險感知對個人態度的路徑系數值為0.226,驗證了H1的成立,說明存在正向關系,風險感知也會間接正向影響其購買意向。消費者對自身健康狀況越擔憂,越會認可產品,從而傾向于對購買產品。

風險感知對主觀規范、從眾心理的路徑系數值分別為0.389和0.286,驗證了H3、H4的成立,說明風險感知會正向影響主觀規范和從眾心理,也會間接對購買意向有正向解釋能力。風險感知對主觀規范和從眾心理的影響力都相對較強,且作用顯著,說明消費者對自身健康狀況越擔憂,參照群體的影響力越大,他們對參照群體的依從程度越強,從而也會提高對產品的購買興趣。

主觀規范對個人態度的路徑系數值為0.182,驗證了H8的成立,說明主觀規范對個人態度具有正向影響,并間接影響購買意向。但主觀規范對個人態度的影響力相對較弱,說明參照群體的意見雖然對消費者有影響,但很難改變其對于產品的觀感。

從眾心理對個人態度、個人認知的路徑系數值分別為0.379和0.335,驗證了H11、H12的成立,說明從眾心理對個人態度和個人認知有正向影響,并間接影響購買意向。從眾心理對個人態度和個人認知的影響力都相對較強,且作用顯著,說明消費者的從眾心理越強,越會改善自己對產品的態度和評價,進而選擇購買產品。

H2和H9的假設并未得到證實,說明消費者的風險感知程度和參照群體的意見不能直接影響自己對產品的評價。分析原因如下:(1)消費者對自身健康狀況有一定風險感知,但并不會影響他們對產品的認知;(2)消費者更傾向于聽取實質性的意見,從而改變他們對產品的認知。

3.7 潛在變量與可觀測變量之間的關系分析

3.7.1 風險感知與可觀測變量之間的關系 風險感知中護理知識儲備、家人、獨立應對水平、生活秩序、病情嚴重程度、身體痛苦程度的標準化載荷系數分別為0.813、0.790、0.784、0.758、0.731、0.730,說明護理知識儲備不足對于風險感知的影響最大,對家人的影響次之。這六個可觀測變量都是影響風險感知的重要因子。

3.7.2 個人態度與可觀測變量之間的關系 個人態度中信任的標準化載荷系數最高(0.768),其次是理性(0.744),正確最弱(0.676),說明老年慢性病消費者對產品的信任程度對個人態度的影響最大,然后才是對于自身實際狀況的理性思考。

3.7.3 個人認知與可觀測變量之間的關系 個人認知中產品質量保障的標準化載荷系數最高(0.742),其次個人需求滿意度、價格、安全性、上當、隱私、專業水平的標準化載荷系數分別為0.649、0.732、0.670、0.695、0.652、0.704,說明產品質量最能影響老年慢性病消費者對產品的認知,產品價格和護理人員的專業水平的影響次之,最后才是個人需求滿意度。

3.7.4 主觀規范與可觀測變量之間的關系 主觀規范中親友、其他消費者、網絡媒體、商家、周圍群體的標準化載荷系數分別為0.708、0.780、0.716、0.767、0.689,說明老年慢性病消費者更傾向于聽取其他消費者的意見,其他四類也對主觀規范有影響。

3.7.5 從眾心理與可觀測變量之間的關系 從眾心理中親友、其他消費者、周圍群體、產品熱銷程度的標準化載荷系數分別為0.789、0.708、0.691、0.749,這說明相較于其他因素,親友對于產品的使用最能影響老年慢性病患者的購買意向。在進行老年慢性病居家醫療護理服務產品的購買決策時,產品熱銷程度和其他消費者的影響貢獻度也很大,最后才是周圍群體的使用情況。

4 研究結論和建議

4.1 注重產品內容與消費者具體情況相結合

本調研認為提高居家醫療護理服務產品的個性化、適用性十分必要。慢性病患者對于自身健康狀況的認知和醫療護理習慣和認知比較有限,且對于病情的顧慮比較嚴重,本文認為應該根據慢性病消費者的具體情況對產品項目內容進行定制和細化,保證項目內容貼合慢性病消費者的病情、生活習慣和水平。例如,梁貞貞等研究說明,針對老年人群治療和康復難度大的特殊生理特點,科學接種疫苗可以有效控制慢性病和預防感染性疾病,提高老年人群健康水平[15]。謝軍等提出應滿足不同老年人的多層次、多樣性需求,做好健康檔案、疾病預防、慢性病管理等日常管理工作[16]。宋爽等通過應用MATLAB模型對居民的日常膳食和鍛煉行為進行精確計算,從而對生活方式進行調整,達到維護機體健康、降低慢性病風險的作用[17],在慢性病患者的居家醫療護理服務中也可以應用這一手段,幫助慢性病患者調整健康生活方式,建立科學飲食觀。

4.2 注重產品質量贏得消費者贊譽

在設計產品項目內容時,本調研認為應首先保障質量的穩定和提升,為慢性病消費者提供更加優質的服務;其次應根據慢性病消費者的具體情況對產品價格進行更加細致的劃分,使價格和支付方式滿足消費者的需求,王翠連等提出根據居民醫療服務需求提供價格合理的醫療衛生服務以保證家庭醫生簽約意愿增加[18],這一方法同樣適用于慢性病患者的居家醫療護理服務產品;最后應注重護理人員專業技能和服務質量的高水平,為慢性病消費者提供更加專業化的服務,這與李炎炎、趙怡展等的觀點一致[19-20]。這有利于提高消費者對產品的態度和評價,保證產品宣傳的誠信可靠,提高消費者的信任度和滿意度,進而促進消費者購買產品。

4.3 注重產品公關鞏固并擴大消費者群體

考慮到社會規范因素的影響,還需要對消費者的使用情況和后期產品態度進行跟進調查,并根據具體數據對產品項目內容進行維護和更新,及時修補缺漏,滿足消費者的需求。例如,Kagura等在南非約翰內斯堡初級衛生保健設施中患者對慢性病護理的滿意度研究中發現影響滿意度大小的關鍵預測因素,并提出調整現有框架以解決特定情況的患者體驗問題[21]。同樣,可以通過對消費者的滿意度進行調查和研究,分析并解決存在的問題,以確保消費者的產品體驗和后期評價。同時注重參照群體的影響,通過良好的口碑穩固和擴大消費用戶群體,以此刺激購買意向。

利益沖突無