金燕　任爽爽　畢崇武等

關鍵詞： 用戶； 健康信息素養(yǎng)； 社區(qū)規(guī)范； 在線健康社區(qū)； 信息治理； 動機復雜性； 組態(tài)分析

ＤＯＩ：１０．３９６９ ／ ｊ．ｉｓｓｎ．１００８－０８２１．２０２４．０１．００９

〔中圖分類號〕Ｇ２０３ 〔文獻標識碼〕Ａ 〔文章編號〕１００８－０８２１ （２０２４） ０１－００９６－１３

在線健康社區(qū)（Ｏｎｌｉｎｅ Ｈｅａｌｔｈ Ｃｏｍｍｕｎｉｔｙ，ＯＨＣ）是指為用戶提供健康咨詢、信息交流以及情感支持的開放式網(wǎng)絡平臺［１］ ， 如春雨醫(yī)生、好大夫在線、甜蜜家園、百度乳腺吧等。ＯＨＣ 彌補了醫(yī)療信息資源分布不均的現(xiàn)狀， 但同時由于網(wǎng)絡平臺的開放性， 信息質(zhì)量問題層出不窮， 如信息失真、信息龐雜、信息疫情等， 不僅影響人們的健康決策， 更對社會穩(wěn)定造成破壞。對在線健康社區(qū)的信息進行治理， 提升健康信息質(zhì)量， 構建良好的網(wǎng)絡健康信息生態(tài)， 是實現(xiàn)健康中國戰(zhàn)略的必然要求。

已有研究認為， 在線健康社區(qū)信息治理即以社區(qū)中錯誤、虛假、不可靠的健康信息為治理對象，從多個角度對信息傳播和利用過程進行全方位治理［２－３］ 。ＯＨＣ 用戶既是健康信息的生產(chǎn)者， 也是健康信息的傳播者和利用者， 用戶參與ＯＨＣ 的信息創(chuàng)建、傳播、利用行為會影響健康信息的質(zhì)量和網(wǎng)絡健康信息生態(tài)。在此意義上， ＯＨＣ 信息質(zhì)量治理本質(zhì)上是對用戶參與行為的治理， 若能夠調(diào)動ＯＨＣ 用戶參與信息治理的積極性、主動性， 改善用戶參與ＯＨＣ 的行為， 可以從源頭上減少低質(zhì)量健康信息的產(chǎn)生和傳播， 促進在線健康社區(qū)的善治。動機是推動行為產(chǎn)生和維持的內(nèi)驅(qū)力， 而用戶參與ＯＨＣ 信息治理行為往往不是與某一種動機之間的簡單線性關系， 通常受到多重動機的驅(qū)動， 因此識別用戶參與動機及動機的復雜作用機制是理解并激勵用戶參與ＯＨＣ 信息治理的關鍵。目前的研究雖然開始強調(diào)多元主體協(xié)同參與治理， 但更強調(diào)政府、機構、平臺的立法、監(jiān)管、技術賦能等作用， 而較少關注用戶主體的參與作用?；诖耍?本文從用戶視角出發(fā)，利用定性比較分析（ＱＣＡ）和必要條件檢測（ＮＣＡ）方法研究在線健康社區(qū)用戶的參與動機與參與治理行為之間的因果關系， 并從組態(tài)視角揭示動機因素耦合對ＯＨＣ 用戶參與治理行為的作用機理， 為激勵用戶參與信息治理及優(yōu)化在線健康社區(qū)信息環(huán)境提供一定建議。

１ 文獻回顧

針對在線健康信息質(zhì)量問題， 國內(nèi)外已從多個層面提出治理舉措。①宏觀層面， 政府進行治理框架設計及政策指導。如英國ＮＨＳ 信息治理框架［４］ 、美國電子健康信息共享治理框架［５］ 、新西蘭健康信息治理模型［６］ 等。而我國通過出臺《健康科普信息生成與傳播指南（試行）》《“健康中國２０３０” 規(guī)劃綱要》《網(wǎng)絡信息內(nèi)容生態(tài)治理規(guī)定》等政策法規(guī)， 為營造良好的在線健康信息網(wǎng)絡生態(tài)提供了可操作性的管理依據(jù)； ②中觀層面， 健康組織對在線健康信息進行質(zhì)量評估。瑞士健康基金會制定ＨＯＮ?ｃｏｄｅ 作為網(wǎng)絡健康基礎行為準則， 幫助評估網(wǎng)絡醫(yī)療健康信息［７］ 。牛津大學醫(yī)學研究所研發(fā)ＤＥＳＣＥＲＮ疾病診療信息評價系統(tǒng)， 推動健康信息高質(zhì)量發(fā)展［８］ 。此外， 還有ＵＲＡＣ、ＯＭＮＩ、Ｍｅｄ ＣＩＲＣＬＥ 等評估工具被應用于健康信息領域［９］ ； ③微觀層面，網(wǎng)絡平臺利用信息技術支持在線健康信息質(zhì)量。如采用神經(jīng)網(wǎng)絡等技術檢測Ｔｗｉｔｔｅｒ 中的虛假信息［１０］ ，利用機器學習自動識別低質(zhì)健康新聞報道［１１］ ， 開發(fā)人工智能進行辟謠回應［１２］ 等。

盡管政府、健康組織及網(wǎng)絡平臺在健康信息治理領域發(fā)揮了重要作用， 但目前在線健康社區(qū)信息治理仍面臨諸多困境， 如單純依靠政府從宏觀層面治理容易造成“一管就死、一放就亂” 的問題，而單純依靠健康組織和網(wǎng)絡平臺又難以應對輿情危機［１３］ 和一些復雜問題。隨著用戶參與ＯＨＣ 的深度、廣度的不斷增強， 從用戶參與行為角度逆向監(jiān)管并打擊不良信息或?qū)⒊蔀椋希龋?信息治理的突破口。當前學界對ＯＨＣ 用戶的信息創(chuàng)建、傳播、貢獻、反饋、利用［１，１４－１５］ 等行為進行了廣泛探討， 但未將其與信息治理聯(lián)系起來。事實上， 用戶在參與ＯＨＣ 行為過程中， 有意無意地實施著信息治理行為， 用戶的正向參與行為就是一種提升ＯＨＣ 信息質(zhì)量的信息自治行為。例如， 在ＯＨＣ 知識分享中，用戶會參與分享專家知識［１４］ 、提醒危險及注意事項［１５］ 。在質(zhì)疑類行為中， 用戶會舉報不實廣告［１４］ ，并且質(zhì)疑虛假信息， 有助于查明真相［１６］ 。在互動行為中， 用戶會分享疾病治療經(jīng)驗以及糾正看到的錯誤信息［１７］ ， 為其他用戶進行答疑、疏導情緒，促進健康信息交流［１８］ 。這些行為， 都可視作是用戶驅(qū)動的信息治理行為， 對提升ＯＨＣ 信息質(zhì)量有重要意義。

隨著ＯＨＣ 用戶參與行為的增加， 研究者們試圖從動機視角了解驅(qū)動用戶參與行為的動力機制。相關研究集中在３ 個方面： ①用戶參與行為的產(chǎn)生動機。張星等［１９］ 證實利他主義和知識自我效能兩個內(nèi)部動機正向影響一般健康知識共享行為。Ｋａｎ?ｋａｎｈａｌｌｉ Ａ 等［２０］ 證明樂于助人動機能激勵個體利用電子知識庫進行知識共享。朱益平等［２１］ 分析發(fā)現(xiàn)需求動機與平臺體驗是影響用戶參與在線健康社區(qū)的核心條件。Ｋｈｅｒｎ－ａｍ－ｎｕａｉ Ｗ 等［２２］ 發(fā)現(xiàn)金錢獎勵能夠刺激用戶參與評論； ②不同類型用戶的參與動機。Ｚｈａｎｇ Ｘ 等［２３］ 發(fā)現(xiàn)利他主義作為內(nèi)在動機更能影響普通用戶的共享意圖， 醫(yī)生等專業(yè)用戶受聲譽、經(jīng)濟獎勵等外部動機的影響更大［２４］ 。ＳｔｒａｇｉｅｒＪ 等［２５］ 將在線健身社區(qū)用戶分為新手和經(jīng)驗豐富的用戶， 證明自律動機是影響新手的主要因素， 社交和享受動機更能影響經(jīng)驗豐富的用戶； ③不同參與階段的用戶動機。研究分初始參與和持續(xù)參與， 用戶在初始參與階段受外在動機驅(qū)動， 當用戶的內(nèi)在需求得以滿足時會產(chǎn)生持續(xù)參與動機［１７］ 。葛幸幸等［２６］ 也有類似結論， 認為在潛水階段用戶受外部刺激驅(qū)動， 當動機內(nèi)化時能夠產(chǎn)生分享行為。翟羽佳等［２７］ 在對百度戒煙吧用戶參與行為的研究中發(fā)現(xiàn)， 短期用戶的參與動機主要是尋求社會支持和自我滿足， 長期用戶則是利他主義的執(zhí)行者。

綜上所述， 學者們對在線健康信息治理、用戶參與行為以及參與動機進行了廣泛的研究， 但從用戶視角進行在線健康社區(qū)信息治理的研究仍存在一些不足： ①在線健康信息治理領域的研究多強調(diào)政府、健康組織及平臺的作用， 未能充分挖掘用戶參與的重要作用； ②研究ＯＨＣ 用戶參與行為時， 多關注在ＯＨＣ 中用戶參與行為的表現(xiàn)， 并未把用戶參與行為放到信息治理情境下， 缺少對信息治理情境下的ＯＨＣ 用戶參與行為的系統(tǒng)研究； ③用戶參與動機方面， 現(xiàn)有文獻多聚焦于單一動機因素對用戶參與及參與行為的凈效應， 忽略了多個因素構成的組態(tài)對結果的協(xié)同作用， 但用戶參與行為是一種較為復雜的決策過程， 往往不是單一動機驅(qū)使的結果。鑒于此， 本文從用戶角度展開研究， 采用ＮＣＡ和ＱＣＡ 方法結合， 從組態(tài)視角探究信息治理情境下ＯＨＣ 用戶參與行為的動機復雜性， 主要圍繞以下兩個問題展開： ①ＯＨＣ 用戶參與信息治理的動機因素有哪些？ 動機是否是用戶參與信息治理的必要條件？ ②各動機是否可以構成解釋用戶參與治理行為產(chǎn)生的有效組態(tài)？ 具體組態(tài)有哪些？

２ 研究設計

如前所述， 要想從根本上提升在線健康社區(qū)信息治理的效果， 需要從用戶端著手， 探究用戶參與信息治理的動機及參與動機對信息治理行為的作用機制， 以調(diào)動用戶主動參與信息治理的積極性。據(jù)此， 本文首先根據(jù)已有研究和相關理論識別ＯＨＣ用戶參與信息治理的動機， 選擇合適的前因變量與結果變量， 確定研究模型； 其次， 根據(jù)所選變量設計調(diào)查問卷， 收集ＯＨＣ 用戶參與動機和參與治理行為的量表打分作為組態(tài)分析的原始數(shù)據(jù)； 第三，利用ｆｓＱＣＡ 和ＮＣＡ 軟件進行數(shù)據(jù)處理， 明確用戶動機與參與治理行為之間的因果關系及組態(tài)路徑；最后， 對組態(tài)結果進行分析討論并給出激勵用戶參與的實踐啟示。

２.１ 研究方法

定性比較分析（Ｑｕａｌｉｔａｔｉｖｅ Ｃｏｍｐａｒａｔｉｖｅ Ａｎａｌｙｓｉｓ，ＱＣＡ）是一種基于布爾代數(shù)和集合論的研究方法，用以解決具有因果復雜性的社會問題［２８］ ； 而必要條件分析（Ｎｅｃｅｓｓａｒｙ Ｃｏｎｄｉｔｉｏｎ Ａｎａｌｙｓｉｓ， ＮＣＡ）可以用來定量地確定前因變量與結果變量的必要條件關系［２９］ 。ＱＣＡ 從組態(tài)視角研究復雜社會問題的多重因果并發(fā)機制， 主要分析充分條件因果關系， 而對必要條件只能從定性角度進行是或否的判斷。ＮＣＡ則專注必要條件識別， 能定量地回答某一前因條件在多大程度上才是結果的必要條件， 可以有效彌補ＱＣＡ 方法對必要條件分析的不足。

為更好地揭示ＯＨＣ 用戶參與信息治理的復雜因果機制， 本研究將采用ＮＣＡ 與ｆｓＱＣＡ 相結合的方法， 并按照如下步驟進行： ①數(shù)據(jù)校準。將初始數(shù)據(jù)導入ｆｓＱＣＡ 軟件， 校準為０～１ 之間的隸屬分數(shù)；②必要條件分析。利用ＮＣＡ 軟件包檢驗必要條件，并與ｆｓＱＣＡ 的必要條件分析進行交叉驗證； ③構建真值表。確定合適的案例頻數(shù)和一致性閾值簡化真值表； ④標準分析。軟件輸出復雜解、簡單解和中間解， 依據(jù)簡單解和中間解進行組態(tài)結果討論。

２.２ 變量設計

自我決定理論（Ｓｅｌｆ－ｄｅｔｅｒｍｉｎａｔｉｏｎ Ｔｈｅｏｒｙ， ＳＤＴ）將行為動機分為內(nèi)部動機和外部動機兩類， 常被用來解釋行為決策動機的形成過程［３０］ 。該理論思想與本文的研究問題相契合， 因此， 本文以自我決定理論為理論依據(jù)， 結合前人研究選取前因變量， 將參與治理行為作為結果變量， 構建了如圖１ 所示的研究模型， 研究信息治理作為場景時ＯＨＣ 用戶參與信息質(zhì)量治理的動機復雜性。

２.２.１ 內(nèi)部動機因素

內(nèi)部動機來源于個體的內(nèi)部因素， 往往是出于對活動本身的興趣而從事某項活動， 如求知欲、滿足感等。本研究將健康信息素養(yǎng)、自我效能、社區(qū)認同作為ＯＨＣ 用戶參與治理的內(nèi)部動機因素。具體解釋如下：

１） 健康信息素養(yǎng)。健康信息素養(yǎng)是健康素養(yǎng)和信息素養(yǎng)的融合， 是個體獲取、理解、甄別、應用健康信息的能力［３１］ 。提升用戶健康信息素養(yǎng)是健康中國戰(zhàn)略下的必然選擇， 也是用戶追求健康生活的主動選擇。參與ＯＨＣ 信息治理， 優(yōu)化在線健康信息環(huán)境， 有助于用戶提高自身健康信息素養(yǎng)，而具有高健康信息素養(yǎng)的用戶有較強的健康信念，能夠做出有效的健康行為決策。因此， 通過參與治理提升健康信息素養(yǎng)是用戶參與信息治理的內(nèi)部動機之一。

２） 自我效能。自我效能是人們對利用自身能力完成某種行為的自信程度。研究證明， 自我效能有助于行為意愿的形成， 可以促使意愿轉化為行動［３２］ 。對于ＯＨＣ 用戶參與信息治理來說， 自我效能可以表示為自身能夠幫助治理ＯＨＣ 中不良信息的信心程度。自我效能越高的用戶， 參與信息治理的態(tài)度和意愿越積極， 執(zhí)行行動的可能性也就越大。因此， 自我效能是引導用戶參與的內(nèi)部動機因素。

３） 社區(qū)認同。社區(qū)認同是指成員對所在社區(qū)價值觀念的認可， 以及對社區(qū)產(chǎn)生的依賴和歸屬感［３３］ 。社區(qū)認同的強度影響了用戶自發(fā)參與的動力， 當社區(qū)認同提升時， 成員投入社區(qū)公共事務就更積極。有相似經(jīng)歷的用戶在ＯＨＣ 中交流經(jīng)驗和情感， 相互理解與支持， 能夠加深與社區(qū)及社區(qū)成員的聯(lián)結感， 形成社區(qū)認同， 進而將信息治理視為自身義務而主動參與。因此， 將社區(qū)認同作為內(nèi)部動機因素納入研究。

２.２.２ 外部動機因素

外部動機則是個體在外部刺激下誘發(fā)產(chǎn)生的行為動機， 不是出于對活動本身的興趣， 而是希望通過參與活動達到其他目的， 如獲取獎勵、逃避懲罰等。本研究將互惠動機、感知激勵、社區(qū)規(guī)范作為ＯＨＣ 用戶參與信息治理的外部動機因素。具體解釋如下：

１） 互惠動機?；セ輨訖C指用戶間的交流與貢獻是相互的， 現(xiàn)時的貢獻能夠在未來滿足自身需求［３４］ 。對于用戶參與信息治理來說， 這種參與行為通常是自愿無償?shù)模?但用戶也期望從中獲得好處。用戶做出信息治理的行為決策時， 也渴望從在線健康社區(qū)中獲取有用可靠的信息， 這就產(chǎn)生了互惠，而積極的互惠關系可以促進用戶的參與行為［３５］ 。因此， 本文將互惠動機作為外部動機因素進行研究。

２） 感知激勵。感知激勵是個體從組織或他人處所感知到的激勵［３５］ 。參與在線健康社區(qū)信息治理雖然難以為用戶帶來物質(zhì)獎勵， 但卻能產(chǎn)生虛擬報酬， 包括聲譽、尊重等無形回報。在ＯＨＣ 中，用戶參與信息治理獲得的高點贊、高評論、榮譽稱號等， 都是感知激勵的表現(xiàn)形式， 能夠正向影響用戶的參與態(tài)度， 對用戶參與治理行為有著促進作用。因此， 將感知激勵作為外部動機納入研究。

３） 社區(qū)規(guī)范。在虛擬社區(qū)中， 社區(qū)規(guī)范可定義成規(guī)范用戶行為而制定的規(guī)矩或準則。社會行動理論認為， 規(guī)范使行動與社會秩序結合起來［３６］ ，在社區(qū)規(guī)范的指導下， ＯＨＣ 用戶為避免懲罰或避免違反規(guī)則帶來的內(nèi)疚感而選擇做出與社區(qū)規(guī)范相符合的信息治理行為。同時， 社區(qū)規(guī)范管理越完善， 越能夠保護用戶利益， 用戶參與的積極性也會越高。因此， 社區(qū)規(guī)范對用戶參與信息治理的選擇具有重要影響。

２.３ 問卷設計

設計問卷以了解在線健康社區(qū)用戶的基本信息并以量表形式對用戶動機和參與行為展開數(shù)據(jù)收集。問卷包含兩個部分： 第一部分是被調(diào)查者的基本信息， 包含年齡、性別、學歷、在線健康社區(qū)使用時長、在線健康社區(qū)使用類型等， 另設置篩選項， 將未使用過ＯＨＣ 以及不認真作答者視為無效問卷； 第二部分為動機因素和參與治理行為測量，包含６ 個前因變量和１ 個結果變量， 變量的測量采用李克特五級量表形式（１ ＝非常不符合， ５ ＝ 非常符合）。其中， 前因變量的測量題項均源于已有研究文獻， 并根據(jù)在線健康社區(qū)信息治理情境改編獲得， 具體測量題項如表１ 所示。

３ 用戶參與在線健康社區(qū)信息治理動機的組態(tài)路徑分析

３.１ 數(shù)據(jù)采集與信效度檢驗

為了保證問卷的信效度， 首先邀請信息管理領域的學者評估問卷措辭和內(nèi)容的正確性， 然后展開預調(diào)查， 共收集問卷８２ 份， 將標準化因子載荷低于０.５ 的部分題項進行刪改， 形成正式問卷（刪除題項見表１ 中標記部分）。之后進行問卷的二次發(fā)放， 通過問卷星平臺生成問卷鏈接和二維碼， 以滾雪球抽樣的方式進行數(shù)據(jù)收集。本次調(diào)查共回收問卷３２２ 份， 收集完成后對問卷進行篩選， 剔除未使用過在線健康社區(qū)、注意力測試題目答錯、量表題答案全部一致以及填寫時間少于１ 分鐘的問卷， 最后得到有效問卷２６５ 份， 問卷的有效率為８２.３％。樣本的基本信息如表２ 所示。

本文利用ＳＰＳＳ ２６ 和ＡＭＯＳ ２４ 軟件對問卷數(shù)據(jù)進行信效度檢驗， 分析結果如表３ 所示。信度分析檢驗數(shù)據(jù)的可靠性， 本文以克隆巴赫系數(shù)（Ｃｒｏｎｂａｃｈ’ｓ α）以及組合信度（ＣＲ）為依據(jù)， 得到各變量的Ｃｒｏｎｂａｃｈ’ｓ α 和ＣＲ 均大于０.８， 說明問卷信度較高。效度分析檢驗問卷題目設計是否合理有效， 首先進行ＫＭＯ 和巴特利特球形度檢驗， 得到ＫＭＯ 值為０.９２９， 大于０.８， 顯著性為０.０００， 小于０.０５， 說明數(shù)據(jù)可用于進一步分析。利用ＡＭＯＳ檢驗聚合效度和區(qū)分效度， 得到各個變量的平均提取方差ＡＶＥ 均大于０.５， 說明聚合效度理想； 而對角線上ＡＶＥ 的平方根均大于對角線下方變量間的相關系數(shù)， 區(qū)分效度達標。

３.２ 數(shù)據(jù)校準

在ｆｓＱＣＡ 分析中， 需要將變量值校準為０ ～ １間的模糊隸屬度。由于本研究的數(shù)據(jù)為五級量表形式， 存在最大值和最小值， 通常采用直接校準法，即設置完全隸屬（０.９５）、交叉點（０. ５）、完全不隸屬（０.０５）３ 個定性錨點。為避免隸屬度為０.５ 導致的案例丟失， 本文采用Ｊａｃｏｂｓ Ｓ 等［４５］ 提出的校準方式， 將５ 和１ 分別作為完全隸屬點和完全不隸屬點， 將３.５ 作為交叉點處理。計算出各個變量的題項均值作為分析的原始數(shù)據(jù)導入ｆｓＱＣＡ 軟件中，利用Ｃａｌｉｂｒａｔｅ（ｘ，ｎ，ｎ，ｎ ）公式對數(shù)據(jù)進行校準。

得到校準后的數(shù)據(jù)， 部分結果如表４ 所示。

３.３ 必要條件分析

ＮＣＡ 對必要條件的檢測以效應量為觀測指標，它反映了結果發(fā)生需要必要條件的最低水平， 其取值范圍為０～１， 值越大表示效應量越大， 小于０.１則表示影響水平很低。另外， Ｄｕｌ Ｊ 等［２９］ 的研究指出， ＮＣＡ 分析必要條件還要參考顯著性Ｐ 值， 即需要滿足Ｐ 值小于０.０１。因此， ＮＣＡ 方法檢測必要條件需要同時滿足兩個條件： 效應量ｄ 不小于０.１ 且顯著性Ｐ 值小于０.０１。本文采用上限回歸分析（ＣＲ）和上限包絡分析（ＣＥ）兩種方法得到前因變量的效應量， 分析結果如表５ 所示。其中， 效應量ｄ 大于０.１ 的只有社區(qū)規(guī)范（ＣＲ 法ｄ ＝ ０.１６７，ＣＥ法ｄ ＝０. １９８）， 并且該前因條件的效應量是顯著的（ｐ＝０.０００）， 所以社區(qū)規(guī)范是ＯＨＣ 用戶產(chǎn)生參與治理行為的一個必要條件。

在表６ 中， 利用ＣＲ 技術報告了瓶頸水平分析結果， 瓶頸水平指達到結果最大觀測范圍的某一水平， 前因條件最大觀測范圍內(nèi)需要滿足的水平值（％）。如表６ 所示， 要達到８０％的結果水平需要１２.４％的健康信息素養(yǎng)、２.６％的自我效能和３５.１％的社區(qū)規(guī)范， 而其他前因條件則不必要。

為對必要條件分析結果進行交叉驗證， 繼續(xù)采用ｆｓＱＣＡ 軟件檢測單一變量的必要性， 即對６ 個前因變量出現(xiàn)和不出現(xiàn)的情況均進行必要性分析。以一致性作為判斷依據(jù)， 一般認為一致性大于０.９ 即為必要條件。檢測結果如表７ 所示， 可發(fā)現(xiàn)社區(qū)規(guī)范（ＣＮ）為ＯＨＣ 用戶產(chǎn)生參與治理行為的必要條件，與ＮＣＡ 分析結果一致。

３.４ 條件組態(tài)討論

在ｆｓＱＣＡ 軟件中， ｋ 個前因變量可得到２ 種條件組合， 但實際研究中并非所有組合都存在對應案例， 需要對全部條件組態(tài)構成的真值表進行簡化。本文將案例閾值設置為５， 原始一致性閾值設置為０.８， ＰＲＩ 一致性閾值設置為０.７， 得到簡化后的真值表如表８ 所示。生成真值表后， 進行標準分析得到簡單解、復雜解和中間解３ 種解。本文結合簡單解和中間解得出影響結果發(fā)生的４ 條組態(tài)路徑（Ｈ１、Ｈ２、Ｈ３ａ、Ｈ３ｂ）， 如表９ 所示， ４ 條組態(tài)解的總體一致性為０.９２８， 表明解的可靠性較高， 總體覆蓋度為０.７８５， 表示４ 條組態(tài)可以解釋約７９％的案例情況。具體來看， ４ 條組態(tài)的一致性均大于０.９， 且唯一覆蓋度不為０， 這說明４ 條組態(tài)路徑是在線健康社區(qū)用戶參與信息治理的充分條件。另外， Ｈ３ａ、Ｈ３ｂ 的核心條件相同， 構成了二階等價組態(tài)。因此， 本研究得到３ 種促使用戶參與治理行為發(fā)生的組態(tài)。

１） 組態(tài)１： 自主參與型

Ｈ１ 的前因構型為“健康信息素養(yǎng)?社區(qū)認同?社區(qū)規(guī)范”， 該路徑覆蓋了７３.９％的案例， 且３ 個條件皆為核心條件。這表明具有高健康信息素養(yǎng)動機， 同時社區(qū)認同與社區(qū)規(guī)范感知良好的在線健康社區(qū)用戶更易產(chǎn)生參與治理行為。

自主參與型的作用機理為： 以高健康信息素養(yǎng)為資源， 高社區(qū)認同產(chǎn)生參與意愿， 在社區(qū)規(guī)范的指導下主動參與產(chǎn)生信息治理行為。具體解釋如下： 公民自愿主義理論模型認為， 公民的參與行為與能不能參與、想不想?yún)⑴c以及有沒有人要他們參與三大核心問題相關［４６］ 。在此條路徑中， 高健康信息素養(yǎng)代表用戶擁有正確理解和甄別健康信息的能力， 出于自我提升的需要而參與信息治理， 并使這種能力完善化； 而社區(qū)認同表明， 用戶從ＯＨＣ中得到了信息與情感需求的滿足， 提高了用戶的參與態(tài)度， 促進了用戶參與意愿的產(chǎn)生； 社區(qū)規(guī)范則以公約、協(xié)議或其他共識性的標準存在于ＯＨＣ 中，將用戶納入動員網(wǎng)絡， 闡明了禁止性行為及其處理方法， 以獎懲制度激勵用戶加入到信息治理活動中來。三者分別回答了用戶能不能參與、想不想?yún)⑴c以及有沒有人要他們參與的問題， 組合驅(qū)動用戶自愿、自主參與到ＯＨＣ 信息治理中來。

２） 組態(tài)２： 外部刺激型

Ｈ２ 的前因構型為“健康信息素養(yǎng)?～ 自我效能?互惠動機?～ 感知激勵?社區(qū)規(guī)范”， 該路徑覆蓋了４３％的案例， 核心條件為健康信息素養(yǎng)、互惠動機、社區(qū)規(guī)范和低自我效能。這表明擁有高健康信息素養(yǎng)和低自我效能， 同時存在高互惠動機和高社區(qū)規(guī)范的用戶會產(chǎn)生更多的參與治理行為。

外部刺激型的作用機理為： 以高健康信息素養(yǎng)為內(nèi)在驅(qū)動力， 以社區(qū)規(guī)范為外部約束， 在高互惠動機的刺激下產(chǎn)生信息治理行為。具體解釋如下：有機整合理論認為， 人們在做出行為決策時， 首先受內(nèi)部動機驅(qū)動， 產(chǎn)生主觀行為態(tài)度， 同時受外部信息的影響形成對活動價值的評估， 完成外部動機的內(nèi)化［４７］ 。在此條路徑中， 高健康信息素養(yǎng)動機提供用戶參與的內(nèi)在驅(qū)動力， 而社區(qū)規(guī)范的約束減少了用戶的不良信息行為， 但由于自我效能的不足， 用戶需要更多外部動機的刺激內(nèi)化產(chǎn)生行為動機。研究表明， 互惠規(guī)范能夠促進虛擬社區(qū)成員的知識交換， 在過程中使成員內(nèi)化社區(qū)價值觀， 產(chǎn)生對社區(qū)的情感和價值認知［４８］ 。在信息治理活動中，互惠動機表示用戶認為參與治理能夠在未來獲得一定收益， 這種內(nèi)化程度屬于有機整合理論下的認同調(diào)節(jié)， 即出于活動本身的利益而認可活動價值， 互惠動機的內(nèi)化彌補了自我效能缺失導致的內(nèi)部驅(qū)動力不足， 同樣使用戶產(chǎn)生參與治理行為。

３） 組態(tài)３： 社區(qū)引導型

組態(tài)３ 包含兩條子路徑Ｈ３ａ（ ～自我效能?社區(qū)認同?～感知激勵?社區(qū)規(guī)范）和Ｈ３ｂ（自我效能?社區(qū)認同? ～ 互惠動機?感知激勵?社區(qū)規(guī)范），這兩條路徑分別覆蓋了４６.６％和３２.６％的案例。共同之處在于都存在社區(qū)認同與社區(qū)規(guī)范兩個條件， 且社區(qū)認同為核心條件。這表明只要社區(qū)使用戶產(chǎn)生高度認同， 在社區(qū)規(guī)范的指導下就能使用戶主動參與信息治理， 維護在線健康社區(qū)環(huán)境。

社區(qū)引導型的作用機理為： 社區(qū)認同引導用戶參與信息治理， 社區(qū)規(guī)范對用戶參與行為加以約束和控制， 而其他動機的存在與否對用戶的參與治理行為不產(chǎn)生顯著影響。具體解釋如下： 首先， 社會認同理論認為， 形成歸屬感、認同感的個體會主動捍衛(wèi)所屬群體的利益。在虛擬社區(qū)背景下， 若ＯＨＣ能夠使用戶產(chǎn)生認同感， 就能提高用戶的參與態(tài)度，進而影響用戶的參與行為［４９］ ； 其次， 社會控制理論將規(guī)范、法則視為維持社會秩序的重要方法和手段，ＯＨＣ 信息治理作為復雜性社會問題一樣需要控制，并且研究主張?zhí)摂M社區(qū)信息治理需要從強制性控制轉向認可性控制［１３］ ， 這與此條路徑相互印證， 引導用戶參與信息治理時， 社區(qū)認可作為核心條件存在，而強制性社區(qū)規(guī)范則發(fā)揮輔助作用； 最后， 兩條組態(tài)對比發(fā)現(xiàn)， 自我效能和感知激勵兩個條件的存在與缺失并未對結果造成顯著影響， 且該組態(tài)也不像前兩條路徑一樣強調(diào)用戶的高健康信息素養(yǎng)， 對用戶的內(nèi)在要求不高， 充分反映了社區(qū)認同與社區(qū)規(guī)范的組配對用戶參與治理行為的引導作用。

４ 結論與啟示

４.１ 研究結論

本文從用戶角度研究信息治理情景下ＯＨＣ 用戶參與動機對其參與信息治理行為的組態(tài)影響， 與已有研究相比， 在理論上具有一定創(chuàng)新性。一方面，已有信息治理研究多著眼于外部要素， 認為應從政府立法監(jiān)管、平臺算法監(jiān)測等角度開展健康信息的治理［５０］ 。本文則認為， 用戶是ＯＨＣ 信息內(nèi)容的創(chuàng)建者、傳播者和利用者， 其參與ＯＨＣ 的行為影響ＯＨＣ 信息質(zhì)量， 應當從用戶這一本源性要素， 研究用戶參與ＯＨＣ 信息治理的動機問題， 充分調(diào)動用戶參與ＯＨＣ 信息治理的主觀能動性， 從源頭上改善ＯＨＣ 的信息質(zhì)量， 提升ＯＨＣ 信息治理效果。正如周曉英教授所言， “需要探索出一種不完全依靠政府的管理， 由政府、第三方機構、健康信息發(fā)布者和健康信息用戶廣泛參與的健康信息治理方法和措施”［２］ 。本研究從用戶參與視角出發(fā)， 將用戶參與行為與ＯＨＣ 信息治理結合起來， 既是對信息治理理論的深化， 也是引入多主體共同參與實施網(wǎng)絡健康信息治理思想的體現(xiàn)； 另一方面， 用戶參與ＯＨＣ 信息治理的動機復雜， 本文采用ＮＣＡ 與ＱＣＡ結合的方法， 突破了單一方法和單因素分析的局限性， 深刻地探討了各前因條件的復雜作用， 揭示了不同動機組態(tài)對用戶參與治理行為的影響， 為制定激勵用戶參與信息治理的相關措施、提高用戶參與的主動性提供理論依據(jù)。

研究發(fā)現(xiàn)， 信息治理情境下驅(qū)動用戶參與ＯＨＣ信息治理的內(nèi)部動機包括健康信息素養(yǎng)、自我效能和社區(qū)認同， 外部動機包括互惠動機、感知激勵和社區(qū)規(guī)范， 且社區(qū)規(guī)范是用戶參與信息治理的必要條件。各個動機組配可以構成４ 條解釋用戶參與信息治理行為的有效組態(tài)， 具體如表９ 所示。利用ＮＣＡ和ｆｓＱＣＡ 方法探究健康信息素養(yǎng)、自我效能、社區(qū)認同、互惠動機、感知激勵、社區(qū)規(guī)范６ 個前因變量與結果之間的復雜因果機制后， 得到如下結論：

１） 必要性檢驗發(fā)現(xiàn)社區(qū)規(guī)范是ＯＨＣ 用戶參與信息治理的必要條件， 并且在４ 條組態(tài)中或作為核心條件或作為輔助條件影響著用戶的參與治理行為。社區(qū)規(guī)范為社區(qū)成員的行為提供指導并加以約束，保證了行為的實施以及群體活動目標的實現(xiàn)。ＯＨＣ社區(qū)規(guī)范應對用戶的責任和義務進行限定， 如知乎在《健康領域風險性內(nèi)容的規(guī)范細則》中對用戶發(fā)布相關內(nèi)容及違規(guī)內(nèi)容的處理方式進行了詳細描述，美柚在《社區(qū)公約》中用圖片展示了用戶進行反饋、舉報的途徑， 鼓勵用戶共同維護社區(qū)信息生態(tài)，這些社區(qū)規(guī)范為用戶參與信息治理指明了方向和方式。若在線健康社區(qū)缺少關于信息治理的規(guī)則， 或規(guī)范說明不夠充分完善， 將會對用戶參與信息治理造成困擾， 阻礙參與治理行為的產(chǎn)生。

２） 研究發(fā)現(xiàn)３ 種促使ＯＨＣ 用戶參與治理行為發(fā)生的組態(tài)。組態(tài)結果顯示， 用戶的參與治理行為受內(nèi)外部動機的多重影響， 其中組態(tài)Ｈ１（健康信息素養(yǎng)?社區(qū)認同?社區(qū)規(guī)范）能夠解釋超七成的案例樣本， 是覆蓋度最高的一條路徑； 在４ 條路徑中， 社區(qū)認同作為核心條件出現(xiàn)了３ 次， 表明社區(qū)認同對用戶參與信息治理有著至關重要的作用， 尤其在健康信息素養(yǎng)為無關條件時， 社區(qū)認同與社區(qū)規(guī)范的組配仍能激勵用戶參與信息治理； 另外， 互惠動機的增強能夠有效彌補用戶自我效能感的不足， 例如在信息治理活動中， 部分用戶感到自身參與信息治理的能力不足， 內(nèi)驅(qū)力不高， 但仍會因為懷有互惠期待而提高行為預期， 在社區(qū)與其他用戶之間進行力所能及的知識分享、舉報廣告信息等治理行為。

３） 社區(qū)認同與互惠動機間存在一定的互動關系。組態(tài)Ｈ１ 中自我效能與感知激勵作為無關條件，既可存在又可不存在。當其不存在時， 與組態(tài)Ｈ２對比可以發(fā)現(xiàn)社區(qū)認同與互惠動機之間存在著替代關系， 即二者分別與健康信息素養(yǎng)和社區(qū)規(guī)范所形成的組態(tài)均能促使用戶參與信息治理。這一替代關系未能從現(xiàn)有文獻中找到實證依據(jù)， 但從社區(qū)認同、互惠動機的功效看， 這兩個前因條件具有一定的相似性。在以往的研究中， 社區(qū)認同多被看作是用戶對社區(qū)價值的認可， 認為能夠提高用戶參與社區(qū)公共事務的責任感與義務感［３３］ ； 而互惠動機表示用戶認為參與信息治理可以在未來獲得有用的信息或來自其他用戶的幫助等好處， 進而形成對信息治理活動的價值認可， 促進參與治理行為發(fā)生。這兩種動機間的替代關系也反映出用戶參與治理的動機復雜性。

４） 自我效能與感知激勵對普通用戶參與治理行為的影響較弱。觀察４ 條組態(tài)路徑可知， 這兩個條件未能作為核心條件發(fā)揮促進作用， 而在組態(tài)Ｈ３ａ 和Ｈ３ｂ 中， 對比發(fā)現(xiàn)其作為輔助條件存在時，雖然可以提高組態(tài)的一致性， 但案例覆蓋度降低表明在實際中滿足這種組合的用戶并不多。這也許與調(diào)研對象的群體特點有關， 本次調(diào)查的受訪者多為患者、家屬以及具有其他信息需求的普通用戶， 他們通常不具備足夠的辨識能力和信心來處理ＯＨＣ中的低差信息， 同時大多也不期望成為該領域的專家。因此， 自我效能與感知激勵對多數(shù)普通用戶是否參與ＯＨＣ 信息治理的選擇并未發(fā)揮較大影響。這也驗證了Ｚｈａｎｇ Ｘ 等［２３］ 的研究結論， 在對ＯＨＣ普通用戶和專業(yè)人員的知識分享動機研究中發(fā)現(xiàn)，知識自我效能對普通用戶來說是無關緊要的， 聲譽地位等對健康專家的影響更為顯著。

４.２ 研究啟示

根據(jù)上述研究， 可以從如下方面采取措施， 激勵在線健康社區(qū)用戶主動參與信息治理。

第一， 完善社區(qū)規(guī)范， 暢通用戶參與信息治理的渠道。社區(qū)規(guī)范是平臺控制用戶信息行為、維護社區(qū)生態(tài)環(huán)境的重要制度保障， 也是用戶參與信息治理的必要條件。在線健康社區(qū)應在平臺規(guī)范中明確用戶的權利與義務， 制定完善的治理規(guī)則。特別是依托于綜合性社交平臺的在線健康社區(qū)， 如微博、貼吧等往往只有平臺協(xié)議， 需要補充健康領域的規(guī)范細則， 為健康信息用戶參與治理提供指導。如明確信息發(fā)布規(guī)則減少不良信息的生成， 完善獎懲制度充分調(diào)動用戶參與信息治理的積極性， 同時還要暢通用戶反饋渠道， 讓用戶監(jiān)測并干預不良信息的傳播擴散， 充分發(fā)揮用戶的能動性。

第二， 關注用戶需求， 營造良好的社區(qū)支持環(huán)境。社區(qū)認同對用戶參與信息治理有著重要作用，而社區(qū)認同來自用戶需求的滿足與價值觀的認可。一方面， 提升社區(qū)服務質(zhì)量與服務態(tài)度， 吸引用戶持續(xù)使用。社區(qū)需要完善系統(tǒng)功能設計， 提升平臺響應速度， 減少用戶搜索瀏覽健康信息的時間與認知成本； 同時還要了解用戶的興趣偏好， 提供個性化服務， 尤其要注重培養(yǎng)醫(yī)生以及客服人員的同理心， 以友好關切的態(tài)度對待用戶， 提升用戶的服務體驗感； 另一方面， 加強社區(qū)文化建設， 營造積極向上的社區(qū)價值觀， 增強用戶的認同感與歸屬感。社區(qū)應采取多種措施， 保證用戶之間可以順暢地交流， 包括發(fā)帖、評論、私信、加好友等， 引導用戶彼此尊重， 形成良好的社區(qū)氛圍， 還可建立不同主題的疾病治療小組， 聚集具有相同病癥的患者， 鼓勵組內(nèi)用戶分享經(jīng)驗并提供情緒支持， 以增強用戶對社區(qū)的信任與歸屬感。

第三， 加強治理反饋， 提高用戶的參與成就感。問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)， 約７７％的用戶使用在線健康社區(qū)的目的包括搜索、瀏覽相關健康信息， 其中不乏將信息需求視為唯一的用戶。對于這類用戶， 在線健康社區(qū)信息環(huán)境直接關乎自身利益， 社區(qū)可以加強對用戶參與信息治理的反饋， 讓用戶看到自身努力的成效， 并在交互過程中逐漸形成主人翁意識和互惠思維， 進而養(yǎng)成持續(xù)參與的習慣。如設置社區(qū)生態(tài)站或其他專區(qū)來允許用戶查看自身的治理數(shù)據(jù)，公布已處理的違規(guī)內(nèi)容及處理方式， 并以周報、月報的形式向用戶推送當期治理數(shù)據(jù)和治理案例?？傊?， 要以多種方式實現(xiàn)用戶參與式治理的信息公開， 增強用戶的參與成就感。尤其對自我效能感不足的用戶來說， 這種信息反饋能夠有效增強用戶的信心， 促進其參與在線健康社區(qū)信息治理的頻率與程度。

本研究也存在一定的局限性。研究選取了６ 個影響在線健康社區(qū)用戶參與信息治理的動機因素，但由于用戶參與動機的復雜性， 未能揭示促使用戶參與信息治理的所有前因構成， 后續(xù)研究可結合其他理論對用戶動機進行探究。此外， 由于問卷的投放范圍有限， 本研究未區(qū)分不同類型的在線健康社區(qū)用戶， 調(diào)研樣本多為普通用戶， 未能關注因用戶群體差異導致的動機組態(tài)的異質(zhì)性， 未來可擴大樣本范圍， 針對不同用戶類型進行更細致的研究。