王瑜超，馬費成

武漢大學(xué) 信息資源研究中心，武漢 430072

管理科學(xué)

強制情景下最終用戶的采納意愿研究

王瑜超，馬費成

武漢大學(xué) 信息資源研究中心，武漢 430072

中國人口老齡化已經(jīng)進入快速發(fā)展期，為提高養(yǎng)老院的醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量，養(yǎng)老機構(gòu)在醫(yī)療信息系統(tǒng)上投入了大量的財力和人力，但使用的效率并不高。象征接受被認(rèn)為是導(dǎo)致醫(yī)療信息系統(tǒng)無法實現(xiàn)其預(yù)期效用的根源，因此識別老人們象征接受的影響因素進而制定相應(yīng)的管理策略已然變得十分迫切。

選取一家公辦養(yǎng)老院和一家民辦養(yǎng)老院作為研究對象，調(diào)查對象為養(yǎng)老院內(nèi)的老人。采用現(xiàn)場發(fā)放問卷和現(xiàn)場回收的方式獲取數(shù)據(jù)，以提高問卷的回收率。為避免共同方法偏差對研究結(jié)果的影響，采用分時間段的問卷調(diào)查法，對336位老人展開為期6個月的問卷調(diào)查。使用SPSS 20.0和AMOS 21.0對數(shù)據(jù)進行探索性因子分析、驗證性因子分析、描述性統(tǒng)計分析和內(nèi)部一致性分析等，采用多層線性分析和總效應(yīng)調(diào)節(jié)分析法驗證認(rèn)知失調(diào)在象征接受與采納意愿之間的中介效應(yīng)和任務(wù)價值在象征接受與認(rèn)知失調(diào)之間的調(diào)節(jié)作用，以探討強制用戶使用醫(yī)療信息系統(tǒng)后，用戶認(rèn)知轉(zhuǎn)變的過程機制以及采納意愿形成的邊界條件。

研究結(jié)果表明，在醫(yī)療信息系統(tǒng)實施過程中，對于服從個性較強的人，管理者的職位權(quán)力能直接導(dǎo)致用戶象征性采納行為，繼而在用戶內(nèi)部出現(xiàn)認(rèn)知失調(diào)的情緒，經(jīng)過一個試用期，認(rèn)知失調(diào)才能完全消失，最終產(chǎn)生實質(zhì)性的采納意愿；用戶的任務(wù)價值對認(rèn)知失調(diào)情緒起關(guān)鍵性的消除作用。對于服從性較弱的人，他們并沒有經(jīng)歷認(rèn)知失調(diào)，其象征性采納可以直接轉(zhuǎn)化為實質(zhì)性采納。

研究結(jié)果有助于厘清強迫服從情景下用戶認(rèn)知轉(zhuǎn)變的內(nèi)在機制，通過個體差異與組織情景交互視角，探討醫(yī)療信息系統(tǒng)采納意愿形成的邊界條件，對養(yǎng)老院的管理者有效消除醫(yī)療信息系統(tǒng)實施過程中的抗拒心理、提升系統(tǒng)的使用效率具有實踐意義。

象征接受；采納意愿；任務(wù)價值；認(rèn)知失調(diào)；服從

引言

中國人口老齡化已經(jīng)進入快速發(fā)展期，為提高養(yǎng)老院的醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量，養(yǎng)老機構(gòu)在醫(yī)療信息系統(tǒng)上投入了大量的財力和人力，但使用效率并不高。在威權(quán)文化背景下，管理者強迫老人們統(tǒng)一使用這類醫(yī)療信息系統(tǒng)，必然導(dǎo)致象征接受，這被認(rèn)為是導(dǎo)致醫(yī)療信息系統(tǒng)無法實現(xiàn)其預(yù)期效用的根源[1-2]。另外，老人們在體力、智力上衰退較快，對于新技術(shù)接受速度相對較慢，客觀上造成實施醫(yī)療信息系統(tǒng)時伴隨著抱怨、拖延、拒絕，甚至蓄意破壞系統(tǒng)等抵制行為。因此，識別用戶象征接受的影響因素進而制定相應(yīng)的管理對策已變得十分迫切。

系統(tǒng)梳理已有研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)者們重點探討強制情景下便利條件、感知契合性、感知兼容性、任務(wù)技術(shù)匹配度、滿意度、感知行為控制、主觀規(guī)范感知或社會影響對象征接受的影響[3-5]，明顯忽視了引發(fā)象征接受的根源，即管理者職位權(quán)力的作用。職位權(quán)力以個體在組織中所處的職位為基礎(chǔ)，包括獎懲權(quán)力和法定權(quán)力等[6]。在醫(yī)療信息系統(tǒng)采納實踐中，管理者運用職位權(quán)力迫使最終用戶(即老人們)統(tǒng)一使用的管理策略十分常見。FESTINGER et al.[7]將這種由懲罰性威脅或允諾性獎勵導(dǎo)致的服從行為稱為強迫服從。強迫服從已成為心理學(xué)、信息系統(tǒng)、電子商務(wù)等領(lǐng)域的熱點研究問題，先后有相當(dāng)數(shù)量的學(xué)者以強迫服從為情景，研究強迫服從[8]、強制使用[9]、強迫購買[10]等問題。強迫服從作為中國式管理模式的典型代表，這種壓力源必將引發(fā)用戶情緒壓力，繼而產(chǎn)生認(rèn)知轉(zhuǎn)變。近來有研究也認(rèn)為，個體行為不僅僅是個體理性選擇的結(jié)果，也可以由情緒變化所引發(fā)，情緒是連接情景與個體行為的紐帶[11-12]，但是這一認(rèn)知轉(zhuǎn)變機制卻沒有得到應(yīng)有的關(guān)注。針對這一空白，本研究基于認(rèn)知失調(diào)理論探討認(rèn)知失調(diào)是否在強迫服從與采納意愿之間起中介作用，這是本研究要澄清的第1個問題。行為意愿是個人因素和情景因素共同作用的結(jié)果，但對于二者之間的交互效應(yīng)卻缺乏研究[13]。成就動機之預(yù)期價值論認(rèn)為，感知任務(wù)價值可能會影響個體發(fā)起和堅持這一價值相關(guān)的行為[14]。那么在象征接受發(fā)生之后，用戶對采納醫(yī)療信息系統(tǒng)的價值感知必然存在差異，這種差異是否會影響到采納意愿，這是本研究試圖澄清的第2個問題。另外，已有研究將大五人格引入醫(yī)療信息系統(tǒng)采納的研究中，結(jié)果表明，人格對采納行為意愿存在顯著影響[15]。服從作為一種重要的個人特質(zhì)，其與象征接受是否存在交互效應(yīng)是本研究要澄清的第3個問題。澄清以上問題的理論意義在于幫助研究者厘清強迫服從情景下用戶認(rèn)知轉(zhuǎn)變的內(nèi)在機制，試圖通過個體差異與組織情景交互視角，探討醫(yī)療信息系統(tǒng)采納意愿形成的邊界條件。實踐意義在于協(xié)助養(yǎng)老院的管理者有效消除醫(yī)療信息系統(tǒng)實施過程中的抗拒心理，提升系統(tǒng)的使用效率。

1 相關(guān)研究評述

1.1醫(yī)療信息系統(tǒng)采納過程中的強制情景因素

醫(yī)療信息系統(tǒng)可以提高老人的功能性自理能力，幫助老人更好地享受養(yǎng)老院的個性化服務(wù)。為提升系統(tǒng)使用效率，學(xué)者們開始關(guān)注醫(yī)療信息系統(tǒng)采納后的使用問題，識別阻礙系統(tǒng)發(fā)揮預(yù)期績效的影響因素。事實上，信息技術(shù)的生產(chǎn)率悼論成為世界范圍內(nèi)普遍存在的現(xiàn)象，人們一度對信息技術(shù)的作用產(chǎn)生懷疑，使信息系統(tǒng)的“有益”與現(xiàn)實情況相矛盾。即現(xiàn)實組織中的用戶大都是抵制創(chuàng)新變革的，信息系統(tǒng)采納意味著組織工作方式的創(chuàng)新，或者業(yè)務(wù)流程的重組，組織變革所受到的阻力首當(dāng)其沖的來自內(nèi)部人員[16]。

系統(tǒng)梳理已有研究發(fā)現(xiàn)，以往學(xué)者從組織支持、自我效能感、同事意見、工作不安全感等方面對用戶抵制進行廣泛的研究[1-2,13]，明顯忽視了強迫服從這一情景因素。強迫服從作為一種重要的壓力源，是指由于獎勵或者懲罰所形成的象征接受[7]。強迫服從作為一種中國特色的管理方式，普遍存在于組織的管理實踐中，而已有研究過多強調(diào)社會規(guī)范、個體效能等因素對行為的影響，忽視了行為發(fā)生的權(quán)力背景。事實上，用戶不可能獨立做出行為決策，其行為或多或少要受到管理者的職位權(quán)力的影響[17]，在威權(quán)下，用戶會因反抗無效或者反抗成本過高，選擇暫時性的使用醫(yī)療信息系統(tǒng)以避免損失。正因如此，AVISON et al.[18]認(rèn)為非技術(shù)因素(如管理和組織因素)在用戶采納的研究中不容忽視。因為相對于西方國家而言，亞洲國家的權(quán)力距離較高，且亞洲人的態(tài)度行為會更多地受組織情景因素的影響[19-21]，所以將管理者的職位權(quán)力導(dǎo)致的象征接受作為情景因素引入到本土的采納行為研究中，得出的研究結(jié)果才能契合本土文化背景，但迄今為止對于這一問題的研究并沒有引起足夠重視。

1.2醫(yī)療信息系統(tǒng)采納過程中的個體因素

研究表明，用戶對于系統(tǒng)的價值感知和人格特質(zhì)這兩種與個體相關(guān)的因素會同時作用于采納行為的決策過程，應(yīng)當(dāng)將二者納入到一個理論框架進行探討[15,22]。

1.2.1 個體任務(wù)價值的影響

用戶缺乏持續(xù)使用動機是醫(yī)療信息系統(tǒng)實施失敗的誘因之一，例如BHATTACHERJEE[23]認(rèn)為，盡管初始使用經(jīng)歷對于系統(tǒng)的成功實施十分重要，但更多的是要依賴于用戶的持續(xù)使用行為。已有研究更多地關(guān)注用戶采納前行為意愿的影響因素，忽視了采納后持續(xù)使用也是至關(guān)重要的。眾所周知，用戶對于系統(tǒng)的興趣、重要性和有用性的感知評價，只能在采納后產(chǎn)生，并經(jīng)過一個體驗期才能逐漸穩(wěn)定下來，最終影響用戶的持續(xù)行為意愿。根據(jù)已有研究，任務(wù)價值是指個體對某一行為的興趣、重要性、有用性的感知評價受到任務(wù)特征和個體需要影響的一種主觀體驗，它存在顯著的個體差異性[24-25]。即使面對同樣的信息系統(tǒng)，任務(wù)價值的差異也將直接導(dǎo)致采納意愿的差異，此時任務(wù)價值作為一個邊界條件存在。雖然CHIU et al.[26]的研究證實，使用者主觀的任務(wù)價值會對持續(xù)使用意愿產(chǎn)生積極的影響，即成就價值、實用價值和內(nèi)在價值對于用戶的持續(xù)使用意愿存在顯著的影響。但是現(xiàn)實中用戶的采納行為是非自愿的，CHIU et al.[26]的研究結(jié)果是以個體自愿選擇為前提，這將無助于我們解釋生成持續(xù)使用意愿的邊界條件。因此，研究在強迫服從情景下，用戶任務(wù)價值的個體差異所導(dǎo)致的采納偏差，從而劃定持續(xù)采納意愿的生成機制條件又是一個值得深入探討的問題。

1.2.2 個體人格特質(zhì)的影響

當(dāng)前信息采納領(lǐng)域的主流理論，如理性行為理論、計劃行為理論、技術(shù)接受模型、創(chuàng)新擴散理論等，都試圖從技術(shù)的有用性和易用性等方面探討個體信息采納的意圖和行為，強調(diào)外生變量中技術(shù)、社會規(guī)范、組織等因素的影響。因為過分強調(diào)外生變量，而忽略了個體人格因素的影響。已有行為學(xué)的研究表明，個體行為是由個人因素和情景因素相互連接、交互的結(jié)果，人格特質(zhì)對于行為意愿的影響也是極其重要的。MCELROY et al.[15]運用心理學(xué)中的大五人格和邁爾斯-布里格斯類型指標(biāo)(Myers-Briggs type indicator，MBTI)理論考察用戶個性與信息系統(tǒng)采納行為的關(guān)系，結(jié)果表明，用戶的個性對其使用行為存在顯著影響。

根據(jù)人-環(huán)境交互理論，BATEMAN et al.[27]將個體分為主動性人格和被動性人格。主動性人格的個體傾向于主動改造環(huán)境，使環(huán)境向有利于自身的方向發(fā)展；被動性人格的個體被動適應(yīng)環(huán)境，反而被環(huán)境改造。對于前者，任務(wù)價值是最有力的驅(qū)動手段，因為任務(wù)價值越高，越能激發(fā)其行為動機，而強制過度則會讓個體產(chǎn)生更強的抗拒情緒。對于后者，由于本身潛意識中愿意按照他人的意愿進行行為決策，通過重復(fù)形成習(xí)慣，會直接影響采納意愿，而任務(wù)價值在其中可能并不能產(chǎn)生顯著影響。雖然學(xué)者們一致認(rèn)為，用戶的個體差異等因素顯著影響用戶的使用行為[28-29]，然而，醫(yī)療信息系統(tǒng)實施中的強迫服從依然在持續(xù)，對于這種情景下人格如何作用于行為意愿的規(guī)律依然未見有實證結(jié)論。

綜上所述，已有研究至少存在3個方面的不足，一是已有研究較多地關(guān)注于社會規(guī)范和個體效能等非文化因素對用戶抵制的影響，忽視了中國特色的威權(quán)管理和文化背景在醫(yī)療信息系統(tǒng)實施實踐中的影響，任何脫離實際的研究都將阻礙研究結(jié)論的可靠性。二是研究視角相對較少，鮮有從認(rèn)知轉(zhuǎn)變的視角考察用戶采納的影響因素。根據(jù)認(rèn)知失調(diào)理論，個體在強迫服從后必喚起情緒反應(yīng)，進而導(dǎo)致認(rèn)知轉(zhuǎn)變影響其行為。三是已有醫(yī)療信息系統(tǒng)的采納研究中較少從個體差異與組織情景交互的角度研究認(rèn)知和行為的變化趨勢，強迫服從作為組織生活的重要管理手段，會對用戶采納意愿具有較強的預(yù)測力。基于此，本研究探討強迫服從影響最終用戶對于醫(yī)療信息系統(tǒng)采納的作用機制，重點分析認(rèn)知失調(diào)的中介作用以及任務(wù)價值和服從的調(diào)節(jié)作用。

2 研究假設(shè)和模型

職位權(quán)力包括3種，分別是強制權(quán)力、報償權(quán)力和法定權(quán)力[30]。強制權(quán)力采用懲罰性威脅的方式影響個體，報償權(quán)力使用允諾性獎勵影響個體，法定權(quán)力指職務(wù)賦予的對他人行為的命令和控制權(quán)[31]。從以上3種職位權(quán)力的作用方式看，都具有很強的強制性。NAH et al.[2]認(rèn)為，用戶在強制情景下，能夠按照組織的要求做出行為，但是此時的行為并不能反映用戶內(nèi)心的真實意愿，他將這種狀態(tài)稱為象征接受。綜上所述，本研究提出假設(shè)。

H1管理者的職位權(quán)力對用戶的象征接受存在正向影響。

如上文所述，象征接受是職位權(quán)力作用的結(jié)果，此時的行為與認(rèn)知不一致。認(rèn)知失調(diào)理論認(rèn)為，個體傾向于按照既有經(jīng)驗對信息進行分類、編碼和加工，形成關(guān)于客觀事物的認(rèn)知，并盡可能趨向于維持認(rèn)知上的完形，這個認(rèn)知完形具有封閉性、自我調(diào)節(jié)性和對不同信息的本能抵抗性，這使認(rèn)知不易改變，當(dāng)用戶行為與認(rèn)知不一致時，其內(nèi)部必然出現(xiàn)認(rèn)知缺口，其結(jié)果是個體心理上承受強烈的情緒壓力，即認(rèn)知失調(diào)[7]。綜上所述，本研究提出假設(shè)。

H2用戶的象征接受對認(rèn)知失調(diào)存在正向影響。

根據(jù)自我肯定理論，由于重要的自我價值被錨定，威脅自我的信息就失去了威脅的能力，即個體為了維持積極的自我評價，會尋求有利信息恢復(fù)自我完整性，進而消除威脅自我信息的影響[32-33]。在強迫服從情景中，可能會出現(xiàn)3種狀態(tài)。①用戶改變自己的認(rèn)知或行為，接受威脅自我概念的信息，造成自我認(rèn)知體系的瓦解，進而重建，事實上這種情況只在特殊條件下才能發(fā)生[34-35]。因為象征接受中附帶強制性，行為與固有認(rèn)知相反，這種威脅自我認(rèn)知的信息會啟動個體的心理防御體系，反而會導(dǎo)致固有認(rèn)知被強化，不利于認(rèn)知轉(zhuǎn)變[36]。②用戶采取歪曲事實、尋找合理解釋、忽視等方式降低威脅信息對自我概念的影響，固有的認(rèn)知同樣被有意識地鞏固[37]。③用戶思考與威脅領(lǐng)域無關(guān)的其他重要的自我價值，或從事與這些重要的自我價值有關(guān)的活動維持自我整體性，同樣不利于認(rèn)知轉(zhuǎn)變[38]。眾所周知，認(rèn)知轉(zhuǎn)變是行為意愿產(chǎn)生的前提，而象征接受負(fù)向影響認(rèn)知轉(zhuǎn)變，所以它不利于采納意愿的產(chǎn)生。綜上所述，本研究提出假設(shè)。

H3用戶的象征接受對采納意愿存在負(fù)向影響。

個體的行為遵循S(刺激)-O(個體生理、心理)-R(反應(yīng))的規(guī)律[39]。懲罰威脅、允諾獎勵等方式所導(dǎo)致的象征接受稱為強迫服從[7]。在本研究中，強迫服從是情景刺激S，而認(rèn)知失調(diào)是外部刺激下產(chǎn)生的內(nèi)部反應(yīng)O，采納意愿是用戶在內(nèi)部應(yīng)激過后而發(fā)生的行為反應(yīng)R。所以，越來越多的學(xué)者認(rèn)為認(rèn)知失調(diào)是連接外在環(huán)境刺激因素與個體行為的一個中間變量[40-41]。

根據(jù)認(rèn)知失調(diào)理論，用戶在認(rèn)知失調(diào)后，或通過改變固有認(rèn)知，或改變事實行為來消除認(rèn)知失調(diào)的情緒壓力[7]。在強迫服從下，任務(wù)中附帶的認(rèn)知威脅到用戶的自我一致性和自我完整性，直接降低了自我概念的清晰性，使自我處于矛盾當(dāng)中，此時會消耗更多的自我控制資源，后續(xù)的任務(wù)無法進行[42]。研究表明，在社會化沖突中，低自我概念清晰性的用戶，自我控制資源消耗過大，自我控制力隨之減弱，進而表現(xiàn)出以更少的主動性做出認(rèn)知調(diào)整，因此不能消除自我矛盾[43]。這種狀態(tài)下，用戶傾向于維持現(xiàn)狀。由于固有的認(rèn)知與行為意愿是相互矛盾的，認(rèn)知失調(diào)必然會不利于采納意愿形成。綜上所述，本研究提出假設(shè)。

H4用戶的認(rèn)知失調(diào)對采納意愿存在負(fù)向影響。

H5用戶的認(rèn)知失調(diào)在象征接受與采納意愿之間起中介作用。

已有研究表明，任務(wù)價值由3個維度組成，分別是感知有用性、感知重要性和感知趣味性[44]。感知有用性指用戶相信使用一個特定系統(tǒng)將提升自己工作績效的程度，感知重要性指用戶相信使用一個特定系統(tǒng)對于完美實現(xiàn)自我印象和核心價值的重要程度，感知趣味性指使用一個特定系統(tǒng)讓用戶感知到快樂的程度。這3個因素分別代表任務(wù)價值的不同維度，共同影響著用戶的行為動機[26]。象征接受發(fā)生之后，一方面，用戶心理上會產(chǎn)生認(rèn)知失調(diào)情緒；另一方面，用戶也會產(chǎn)生關(guān)于信息系統(tǒng)的主觀感受，它可能會隨著用戶重復(fù)使用而逐漸增強或減弱。SIMON et al.[45]提出用戶價值感知的提升會減弱認(rèn)知失調(diào)，隨后個體內(nèi)部的認(rèn)知經(jīng)歷了崩潰到重構(gòu)，逐漸形成關(guān)于醫(yī)療信息系統(tǒng)的正面認(rèn)知，采納意愿隨之產(chǎn)生。而任務(wù)價值由個體需求和任務(wù)特征決定，存在個體差異[24-25]，所以任務(wù)價值的高低最終會影響用戶采納意愿的強弱。綜上所述，本研究提出假設(shè)。

H6任務(wù)價值調(diào)節(jié)認(rèn)知失調(diào)對象征接受與采納意愿的中介作用，與低任務(wù)價值的用戶相比，高任務(wù)價值用戶認(rèn)知失調(diào)的中介效應(yīng)更弱。

H6a感知有用性調(diào)節(jié)認(rèn)知失調(diào)對象征接受與采納意愿的中介作用，即用戶感知有用性越強，象征接受對認(rèn)知失調(diào)的正向影響就越弱，認(rèn)知失調(diào)對采納意愿的負(fù)向影響越弱。

H6b感知重要性調(diào)節(jié)認(rèn)知失調(diào)對象征接受與采納意愿的中介作用，即用戶感知重要性越強，象征接受對認(rèn)知失調(diào)的正向影響就越弱，認(rèn)知失調(diào)對采納意愿的負(fù)向影響越弱。

H6c感知趣味性調(diào)節(jié)認(rèn)知失調(diào)對象征接受與采納意愿的中介作用，即用戶感知趣味性越強，象征接受對認(rèn)知失調(diào)的正向影響就越弱，認(rèn)知失調(diào)對采納意愿的負(fù)向影響越弱。

服從是指個體聽從或者屈服于他人意愿而采取行為的一種人格特質(zhì)[46]。服從性較強的用戶，其自我意識較弱，自我認(rèn)知完整性容易被改變。象征接受之后，這類用戶不存在認(rèn)知失調(diào)的情緒壓力，可以將行為中附帶的認(rèn)知直接內(nèi)化到自我的認(rèn)知體系中，即服從性越強的用戶，抵制威脅自我信息的能力越弱，這將加快正面認(rèn)知的形成。綜上所述，本研究提出假設(shè)。

H7服從負(fù)向調(diào)節(jié)象征接受與采納意愿之間的負(fù)向關(guān)系。

本研究提出職位權(quán)力能直接導(dǎo)致用戶的象征接受，這一過程即是強迫服從。用戶在強迫服從后，會產(chǎn)生認(rèn)知失調(diào)，進而對采納意愿產(chǎn)生影響，認(rèn)知失調(diào)作為中介，聯(lián)接象征接受與采納意愿之間的關(guān)系，假設(shè)這一認(rèn)知轉(zhuǎn)變過程會受到任務(wù)價值的調(diào)節(jié)作用。此外，由于象征接受能直接對采納意愿產(chǎn)生影響，因此本研究進一步假設(shè)服從會調(diào)節(jié)象征接受與采納意愿的關(guān)系?；谝陨霞僭O(shè)，本研究提出假設(shè)模型，見圖1。

3 研究設(shè)計

3.1樣本選擇和數(shù)據(jù)收集

本研究選取一家公辦養(yǎng)老院和一家民辦養(yǎng)老院作為研究對象，被跟蹤調(diào)查的養(yǎng)老院正在實施醫(yī)療信息系統(tǒng)，因為準(zhǔn)實驗的調(diào)查方式能確保研究結(jié)果的信度和效度。調(diào)查對象為養(yǎng)老院內(nèi)的老人，采用現(xiàn)場發(fā)放問卷和現(xiàn)場回收的方式獲取數(shù)據(jù)，以提高問卷的回收率。調(diào)查時間從2015年6月底持續(xù)到2015年12月，分3個時間段發(fā)放問卷。第1階段，有360個被試同意參與調(diào)查，填寫了職位權(quán)力、象征接受、認(rèn)知失調(diào)和控制變量的題項，實際回收352份有效問卷；第2階段，兩個月后邀請第1階段352個有效填答的被試參與調(diào)研，測量任務(wù)價值和服從，回收347份有效問卷；第3階段，再過兩個月后繼續(xù)邀請第2階段347個有效填答的被試填答采納意愿的題項，最終回收了336份問卷，有效問卷回收率為93.333%。

總體有效樣本的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果顯示，男性占57.738%，女性占42.262%，男女比例基本均衡；最終用戶年齡均在60歲以上；學(xué)歷為小學(xué)的占7.738%，初中的占13.988%，高中的占26.191%，本科的占32.440%，碩士及以上的占19.643%；使用時間小于1個月的占0.595%，小于3個月的占6.250%，3～12個月的占26.190%，1年以上的占23.810%，1～2年的占16.965%，大于2年的占26.190%。公辦養(yǎng)老院有效樣本數(shù)占總體樣本量的48.214%，民辦養(yǎng)老院有效樣本數(shù)占總體樣本量的51.786%，對比民辦養(yǎng)老院與公辦養(yǎng)老院的樣本分布發(fā)現(xiàn)，相對于民辦養(yǎng)老院，公辦養(yǎng)老院的用戶學(xué)歷層次更高，其中本科以上學(xué)歷層次占59.260%，且醫(yī)療信息系統(tǒng)的使用時間更長，使用1年以上的占62.963%，說明公辦養(yǎng)老院用戶的整體素質(zhì)較高，且養(yǎng)老院本身的信息化水平更好，易于實施新的醫(yī)療信息系統(tǒng)。

圖1 概念模型Figure 1 Conceptual Model

3.2變量測量

本研究中的測量題項來源于已有研究和自開發(fā)量表。職位權(quán)力從獎賞權(quán)、懲罰權(quán)、法定權(quán)3個方面進行考察，借鑒RAHIM[31]開發(fā)的職位權(quán)力感知量表，共4個題項。任務(wù)價值包含感知有用性、感知重要性、感知趣味性3個維度，借鑒DAVIS[47]的研究結(jié)果，用3個題項測量感知有用性；借鑒CHIU et al.[26]的研究結(jié)果，用4個題項測量感知重要性，用3個題項測量感知趣味性。借鑒KOLLER et al.[48]開發(fā)的成熟量表測量認(rèn)知失調(diào)，由8個測量題項組成。以MOSKOWITZ[49]的研究為依據(jù)，采用4個題項測量服從。借鑒BAKER-EVELETH et al.[50]和VENKATESH et al.[51]的研究，采用7個題項測量采納意愿。

采用自編制量表測量象征接受。①通過查閱中外文相關(guān)的理論文獻，根據(jù)NAH et al.[2]的研究，對象征接受進行清晰的定義，以把握變量內(nèi)容領(lǐng)域的正確性，確保測量題項的開發(fā)方向與已有研究相契合。②對理論文獻進行充分的閱讀和歸納分析，全面把握本領(lǐng)域的理論基礎(chǔ)，充分吸收已有的研究，使量表開發(fā)建立在充分的理論支撐的基礎(chǔ)之上。③通過焦點小組訪談獲得測量題項。這是因為焦點小組訪談獲取最終用戶關(guān)于刺激情景的真實感受，通過廣泛的討論和收集真實資料，能夠使變量含義和外延更為明確具體。④一方面，邀請4位本領(lǐng)域的專家參與到研究中，兩輪專家甄別和預(yù)測試簡化并完善量表。專家豐富的專業(yè)知識和量表開發(fā)經(jīng)驗?zāi)軌虬盐兆兞康暮x、變量與測量題項、測量題項與測量題項之間的關(guān)系，從而避免測量題項不合理的情況。另一方面，為得到可用于大規(guī)模調(diào)研的量表，在完成12個初始題項后，邀請200位被試對題項進行預(yù)測試，基于預(yù)測試的數(shù)據(jù)，進行探索性因子分析，就因子分析的結(jié)果與領(lǐng)域?qū)＜艺归_討論，刪除載荷低于0.500的題項，最終得到9個正式的測量題項，形成Likert 7點量表，測量題項均采用問答式，被試根據(jù)自身的真實感受評判同意程度，1為非常不同意，7為非常同意[52]。如上文所述，正式調(diào)查持續(xù)半年時間，探索性因子分析結(jié)果顯示，KMO值為0.914，解釋的總方差為67.155%，只析出一個主成分，且9個測量題項的載荷值范圍為0.681～0.866，量表的信度系數(shù)α為0.938。表明本研究編制的量表具有良好的信度和效度。雖然NAH et al.[2]提出象征接受這一構(gòu)念，但目前為止尚缺乏可用于研究的測量工具，本研究開發(fā)這一量表，試圖為后續(xù)研究提供可用依據(jù)。

控制變量共4個，已有研究發(fā)現(xiàn)人口統(tǒng)計學(xué)變量可能會影響組織環(huán)境中個體相關(guān)的結(jié)果變量[1]，此外用戶的系統(tǒng)使用時間也會影響其對于系統(tǒng)的采納程度和速度。因此，本研究遵循已有研究的范式，控制了性別、年齡、學(xué)歷和使用時間4個變量。研究中將用戶性別處理為啞變量，男性取值為1，女性取值為0。年齡為實際年數(shù)，教育程度為學(xué)歷層次，以使用系統(tǒng)的時間測量使用時間。

4 實證檢驗

4.1信度和效度檢驗

為進一步檢驗量表的信度和效度，本研究采用Cronbach′sα系數(shù)、組合信度(CR)和平均方差抽取量(AVE)測量，結(jié)果見表2。由表2可知，各變量的Cronbach′sα系數(shù)處于0.796～0.939，組合信度值處于0.803～0.941，均大于0.700的標(biāo)準(zhǔn)；同時所有變量的AVE值均大于0.500的標(biāo)準(zhǔn)，表明量表的收斂效度良好；各個題項在測量變量的因子載荷(FL)值均大于0.500，表明各題項具備較好的收斂效度。本研究采用AVE值的平方根與相關(guān)系數(shù)絕對值相比較的方法測量判別效度，測量結(jié)果見表3。表3對角線上的值為各變量的AVE開方值，均大于0.700，明顯大于同行和同列的所有相關(guān)系數(shù)的絕對值，表明量表具備較好的判別效度。

4.2變量的描述性統(tǒng)計分析

描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析主要用于評價研究模型的各個變量之間的線性關(guān)系是否顯著以及關(guān)系的強弱，表3給出各個變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和皮爾遜相關(guān)系數(shù)。由表3可知8個變量之間，職位權(quán)力與象征接受之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為0.431，p<0.010；象征接受與認(rèn)知失調(diào)存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為0.370，p<0.010；象征接受與采納意愿存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為-0.356，p<0.010；認(rèn)知失調(diào)與采納意愿之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為-0.426，p<0.010，H1～H4得到初步驗證。同時，服從與象征接受顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.379，p<0.010；象征接受與感知有用性的關(guān)系不顯著，相關(guān)系數(shù)為-0.142，p>0.050；象征接受與感知重要性的關(guān)系不顯著，相關(guān)系數(shù)為-0.135 ，p>0.050；象征接受與感知趣味性關(guān)系顯著，相關(guān)系數(shù)為-0.237，p<0.010。說明本研究中的調(diào)節(jié)變量與自變量的共線性較低，只有象征接受與感知趣味性存在較高的共線性，調(diào)節(jié)變量的選取基本合理。

表1 驗證性因子分析結(jié)果Table 1 Results of Confirmatory Factor Analysis

注：樣本數(shù)為336，下同；8因子模型包括職位權(quán)力、服從、認(rèn)知失調(diào)、象征接受、采納意愿、感知有用性、感知重要性、感知趣味性；7因子模型包括職位權(quán)力、服從、認(rèn)知失調(diào)、象征接受、采納意愿、感知趣味性、感知有用性+感知重要性；6因子模型包括職位權(quán)力、服從、認(rèn)知失調(diào)、象征接受、采納意愿、感知有用性+感知重要性+感知趣味性；5因子模型包括職位權(quán)力+象征接受、服從、認(rèn)知失調(diào)、采納意愿、感知有用性+感知重要性+感知趣味性；4因子模型包括職位權(quán)力+象征接受、服從、認(rèn)知失調(diào)、采納意愿+感知有用性+感知重要性+感知趣味性；3因子模型包括職位權(quán)力+象征接受+認(rèn)知失調(diào)、服從、采納意愿+感知有用性+感知重要性+感知趣味性；2因子模型包括職位權(quán)力+服從+認(rèn)知失調(diào)+象征接受、采納意愿+感知有用性+感知重要性+感知趣味性；單因子模型包括職位權(quán)力+服從+認(rèn)知失調(diào)+象征接受+采納意愿+感知有用性+感知重要性+感知趣味性。

4.3變量間的相關(guān)關(guān)系檢驗

4.4服從的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

表4給出服從的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗過程，模型1加入控制變量對采納意愿進行回歸，模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入象征接受對采納意愿進行回歸，模型3在模型2的基礎(chǔ)上加入服從對采納意愿進行回歸，模型4在模型3的基礎(chǔ)上加入象征接受與服從的交互項對采納意愿進行回歸。從表4結(jié)果可知，模型2中，象征接受與采納意愿顯著負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為-0.345，p<0.001。模型3中，象征接受與采納意愿顯著負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為-0.366，p<0.010；服從與采納意愿不相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.090，p>0.050。模型4中，象征接受與采納意愿顯著負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為-0.349，p<0.001；服從與采納意愿不相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.046，p>0.050；象征接受與服從的交互項對采納意愿有顯著正向影響，相關(guān)系數(shù)為0.340，p<0.001。以上數(shù)據(jù)結(jié)果表明，象征接受與采納意愿顯著負(fù)相關(guān)，而象征接受與服從的交互項對采納意愿的回歸系數(shù)顯著正相關(guān)，那么服從負(fù)向調(diào)節(jié)象征接受與采納意愿之間的負(fù)向關(guān)系。H7得到驗證。

4.5被任務(wù)價值調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗

象征接受對采納意愿產(chǎn)生影響的過程中，由于認(rèn)知失調(diào)的中介作用和任務(wù)價值的調(diào)節(jié)作用同時發(fā)生，因此，本研究采用總效應(yīng)調(diào)節(jié)模型進行檢驗。這種方法克服了已有研究中將中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)分開的弊端，將假設(shè)模型視作整體檢驗有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。根據(jù) EDWARDS et al.[53]推薦的檢驗調(diào)節(jié)的中介模型的方法，本研究構(gòu)建模型，即

表2 量表的信度和收斂效度檢驗結(jié)果Table 2 Tests Results of the Scale′s Reliability and Convergent Validity

表3 描述性統(tǒng)計和相關(guān)系數(shù)Table 3 Descriptive Statistics and Correlation Coefficients

注：括號中的數(shù)值為所在行變量的AVE開方值；*為p<0.050，**為p<0.010， 下同。

注：***為p<0.001，下同；y為顯變量，括號中的數(shù)據(jù)為誤差值。

圖2結(jié)構(gòu)方程模型中介作用結(jié)果
Figure2StructuralEquationModellingwithMediationResults

CNYY=a01+aX01XZJS+aM01RZST+f01

(1)

RZST=b020+bX20XZJS+bM20RWJZ+

表4 標(biāo)準(zhǔn)化回歸和多元方差分析結(jié)果Table 4 Results of Standardized Regression and MANOVA

bZM20(XZJS·RWJZ) +f20

(2)

其中，CNYY為采納意愿，XZJS為象征接受，RZST為認(rèn)知失調(diào)，RWJZ為任務(wù)價值，a01和b020為常數(shù)項，aX01為象征接受對采納意愿的回歸系數(shù)，aM01為認(rèn)知失調(diào)對采納意愿的回歸系數(shù)，bX20為象征接受對認(rèn)知失調(diào)的回歸系數(shù)，bM20為任務(wù)價值對認(rèn)知失調(diào)的回歸系數(shù)，bZM20為象征接受與任務(wù)價值的交互項對認(rèn)知失調(diào)的回歸系數(shù)，f01和f20為殘差項。

將(2)式代入(1)式得到(3)式，即

CNYY=[a01+ (b020+bM20RWJZ)·aM01]+[aX01+

(bX20+bZM20RWJZ)·aM01]·XZJS+f01+

aM01f20

(3)

其中，[aX01+ (bX20+bZM20RWJZ)·aM01]·XZJS為在調(diào)節(jié)變量的影響下，第一階段與第二階段的總效應(yīng)。按照(1)式將象征接受與認(rèn)知失調(diào)對采納意愿進行回歸分析。按照(2)式將象征接受和任務(wù)價值的3個維度感知有用性、感知重要性、感知趣味性以及象征接受與3個維度的交互項分別對認(rèn)知失調(diào)進行回歸分析，應(yīng)用受約束的非線性模型得到1 000個樣本的拔靴法估計，受約束的非線性模型采用默認(rèn)的損失函數(shù)，以最小化殘差平方和計算最小二乘回歸的參數(shù)估計值。(1)式和(2)式的回歸結(jié)果見表5。由表5可知，象征接受與采納意愿的回歸系數(shù)為-0.261，p<0.001；認(rèn)知失調(diào)與采納意愿的回歸系數(shù)為-0.386，p<0.001。當(dāng)調(diào)節(jié)變量為感知有用性時，象征接受與認(rèn)知失調(diào)的回歸系數(shù)為0.423，p<0.001；感知有用性與認(rèn)知失調(diào)的回歸系數(shù)為-0.305，p<0.001；象征接受與感知有用性的交互項對認(rèn)知失調(diào)的回歸系數(shù)為-0.153，p<0.050。當(dāng)調(diào)節(jié)變量為感知重要性時，象征接受與認(rèn)知失調(diào)的回歸系數(shù)為0.421，p<0.001；感知重要性與認(rèn)知失調(diào)的回歸系數(shù)為-0.254，p<0.001。象征接受與感知重要性的交互項對認(rèn)知失調(diào)的回歸系數(shù)為-0.231，p<0.001。當(dāng)調(diào)節(jié)變量為感知趣味性時，象征接受與認(rèn)知失調(diào)的回歸系數(shù)為0.467，p<0.001；感知趣味性與認(rèn)知失調(diào)的回歸系數(shù)為-0.299，p<0.001；象征接受與感知趣味性的交互項對認(rèn)知失調(diào)的回歸系數(shù)為-0.201，p<0.001。

依據(jù)EDWARDS et al.[53]的建議，驗證被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)，只需在不同的調(diào)節(jié)水平下間接效應(yīng)差異顯著即可。將由(1)式和(2)式得到的回歸系數(shù)按照(3)式中[aX01+(bX20+bZM20RWJZ)·aM01]·XZJS進行計算，得到任務(wù)價值3個維度調(diào)節(jié)下，象征接受→認(rèn)知失調(diào)→采納意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng)差異值結(jié)果，見表6。表6分別給出第一階段(象征接受→認(rèn)知失調(diào))、第二階段(認(rèn)知失調(diào)→采納意愿)、直接效應(yīng)(象征接受→采納意愿)、間接效應(yīng)(第一階段×第二階段)和總效應(yīng)(直接效應(yīng)+間接效應(yīng))的系數(shù)值、差異值和顯著性水平。根據(jù)EDWARDS et al.[53]的建議，采用加/減一個標(biāo)準(zhǔn)差的方法將調(diào)節(jié)效應(yīng)劃分為高/低組，以調(diào)節(jié)變量的取值范圍內(nèi)的任意值為基礎(chǔ)，加一個標(biāo)準(zhǔn)差為高組，減一個標(biāo)準(zhǔn)差為低組，即將調(diào)節(jié)變量的值代入[aX01+(bX20+bZM20·RWJZ)·aM01]·XZJS中進行計算，設(shè)調(diào)節(jié)變量任務(wù)價值RWJZ=SD為高組值，RWJZ=-SD為低組值，然后用高組值減去低組值得到差異，判斷這一差異是否顯著，從而算出高、低不同調(diào)節(jié)值下的效應(yīng)、差異值和顯著性水平。

表5 線性回歸分析結(jié)果Table 5 Results of Regression Analysis

注：計算回歸系數(shù)時控制了性別、年齡、學(xué)歷和使用時間。

表6 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果Table 6 Results of Moderating Effect Analysis

注：差異的系數(shù)等于高組系數(shù)減去低組系數(shù)，系數(shù)顯著性通過拔靴法估計。

由于任務(wù)價值由感知有用性、感知重要性、感知趣味性3個維度組成，所以在表5和表6中分別列出3個維度的估計值。根據(jù)表6的結(jié)果，分別對3組估計值進行分析。模型5以感知有用性為調(diào)節(jié)變量，第一階段差異值為-0.358，不顯著；第二階段差異值為0。直接效應(yīng)差異值為0，間接效應(yīng)差異值和總效應(yīng)差異值顯著，β=0.138，p<0.001，表明感知有用性在第一階段產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)，被調(diào)節(jié)的中介作用成立。模型6以感知重要性為調(diào)節(jié)變量，第一階段差異值顯著，β=-0.508，p<0.010；第二階段差異值為0。直接效應(yīng)差異值為0，間接效應(yīng)差異值和總效應(yīng)差異值顯著，β=0.196，p<0.001，表明感知重要性在第一階段產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)，被調(diào)節(jié)的中介作用成立。模型7以感知趣味性為調(diào)節(jié)變量，第一階段差異顯著，β=-0.442，p<0.010；第二階段差異值為0。直接效應(yīng)差異值為0，間接效應(yīng)差異值和總效應(yīng)差異值顯著，β=0.171，p<0.001，表明感知趣味性在第一階段產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)，被調(diào)節(jié)的中介作用成立，H6、H6a、H6b、H6c得到驗證。

5 結(jié)論

5.1研究結(jié)果

在相關(guān)研究評述和理論分析的基礎(chǔ)上，本研究重點關(guān)注強制情景下最終用戶認(rèn)知轉(zhuǎn)變的過程機制，從人與情景交互的角度探討最終用戶采納意愿形成的條件和基礎(chǔ)，基于336個樣本對研究假設(shè)進行檢驗。研究結(jié)果表明，職位權(quán)力對象征接受存在顯著的正向影響；象征接受對認(rèn)知失調(diào)存在顯著的正向影響；象征接受對采納意愿存在顯著的負(fù)向影響；認(rèn)知失調(diào)對采納意愿存在顯著的負(fù)向影響；在控制認(rèn)知失調(diào)的前提下，象征接受既可以直接對采納意愿產(chǎn)生影響，又可以通過認(rèn)知失調(diào)對采納意愿產(chǎn)生影響，因此認(rèn)知失調(diào)在象征接受與采納意愿之間起部分中介作用；認(rèn)知失調(diào)對象征接受與采納意愿的中介作用被任務(wù)價值調(diào)節(jié)；服從負(fù)向調(diào)節(jié)象征接受與采納意愿之間的負(fù)向關(guān)系。在信息系統(tǒng)采納的情景中，這一結(jié)論清楚的揭示了認(rèn)知失調(diào)在象征接受與采納意愿之間的中介作用。作為用戶個性的一個變量，服從在象征接受與采納意愿之間起顯著的調(diào)節(jié)作用。感知有用性、感知重要性、感知趣味性是任務(wù)價值的3個不同維度，調(diào)節(jié)認(rèn)知失調(diào)在象征接受與采納意愿之間的中介作用。

5.2理論貢獻

本研究理論貢獻主要集中在以下幾個方面。首先，本研究開發(fā)了一套適用于研究象征接受的測量量表，且該量表具有良好的信度和效度。因子分析結(jié)果表明，象征接受只有一個維度。雖然已有實驗研究證明，權(quán)威能夠?qū)е聫娖确?，但是在組織環(huán)境中這一結(jié)論的合理性以及什么類型的權(quán)力能夠?qū)е聫娖确纳形吹玫阶C實。本研究驗證了職位權(quán)力在信息系統(tǒng)采納中發(fā)揮的引導(dǎo)作用，尤其是直接導(dǎo)致象征接受，將強迫服從理論的應(yīng)用范圍和內(nèi)核進行了拓展。

其次，盡管目前已有學(xué)者研究了強制情景下的采納行為[1-2]，但是專門以醫(yī)療信息系統(tǒng)為背景，研究象征接受與采納意愿之間的關(guān)系的研究卻十分稀少。醫(yī)療信息系統(tǒng)能否成功實施，影響醫(yī)療機構(gòu)的信息化程度和醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量，而用戶的采納意愿直接決定醫(yī)療信息系統(tǒng)的使用效率，影響醫(yī)療信息系統(tǒng)預(yù)期價值的實現(xiàn)。有關(guān)信息系統(tǒng)采納的研究認(rèn)為，強制使用可能是導(dǎo)致信息系統(tǒng)實施失敗的原因，本研究通過數(shù)據(jù)驗證了強迫服從與采納意愿的負(fù)向關(guān)系，尤其是證明了象征接受與采納意愿之間的負(fù)向關(guān)系，這有助于補充信息系統(tǒng)采納后行為相關(guān)的理論。

再次，基于成就動機的預(yù)期價值論，本研究將任務(wù)價值這一概念從心理學(xué)引入到信息系統(tǒng)采納行為的研究中，從理論和數(shù)據(jù)的角度論證感知有用性、感知重要性、感知趣味性屬于任務(wù)價值的3個維度，豐富了3個因素的概念內(nèi)涵。通過多層分析，證實任務(wù)價值調(diào)節(jié)了象征接受-認(rèn)知失調(diào)-采納意愿這一中介作用，對認(rèn)知失調(diào)在象征接受與采納意愿間中介作用發(fā)生的邊界作用條件進行了深入拓展。研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)個體的任務(wù)價值較高時，認(rèn)知失調(diào)在象征接受與采納意愿之間的中介作用較弱，而任務(wù)價值較低時該中介作用變強。SIMON et al.[45]強調(diào)，個體對于行為的價值判斷存在差異，這種差異性會影響個體認(rèn)知失調(diào)的程度，進而影響個體的行為動機。本研究的結(jié)果從實證角度支持這一觀點。常規(guī)的觀點認(rèn)為，強迫服從導(dǎo)致的象征接受不利于采納意愿的生成。本研究認(rèn)為強迫服從導(dǎo)致的象征接受，一方面，個體能產(chǎn)生關(guān)于信息系統(tǒng)的直接感知價值。另一方面，認(rèn)知失調(diào)是個體認(rèn)知發(fā)生轉(zhuǎn)變的常規(guī)過程，而象征接受可以直接導(dǎo)致認(rèn)知失調(diào)；對于高價值感知的個體而言，認(rèn)知失調(diào)會逐漸消失，認(rèn)知發(fā)生轉(zhuǎn)變，從而產(chǎn)生采納意愿。事實上，由于任務(wù)價值存在個體差異，才導(dǎo)致了行為意愿的不同。因此，本研究結(jié)果對于探討強制情景下用戶采納行為的研究有重要的意義。

最后，MCELROY et al.[15]研究發(fā)現(xiàn)，用戶人格對信息系統(tǒng)采納行為存在影響，本研究的結(jié)果支持這一結(jié)論。已有研究認(rèn)為，人的行為必然經(jīng)歷認(rèn)知失調(diào)，才能發(fā)生行為轉(zhuǎn)變。本研究還發(fā)現(xiàn)，存在著一類被動人格的個體，由于他們的服從性人格較強，不經(jīng)過認(rèn)知失調(diào)的過程，或者認(rèn)知失調(diào)很微弱，可以直接從象征接受轉(zhuǎn)變?yōu)閷嵸|(zhì)性采納意愿。從人格的角度，豐富了信息系統(tǒng)采納行為的研究，即服從性越強的用戶，抵制威脅自我信息的能力越弱，這將加快正面認(rèn)知的形成。

5.3管理啟示

本研究對于信息系統(tǒng)的實施具有重要的實踐意義。醫(yī)療信息系統(tǒng)對于提升醫(yī)療機構(gòu)服務(wù)效率和服務(wù)質(zhì)量至關(guān)重要，而管理者能否激發(fā)老人們的實質(zhì)性采納意愿關(guān)系到信息系統(tǒng)實施的成敗。①作為一種激勵方式，“胡蘿卜加大棒”是指通過運用獎勵和懲罰兩種手段激發(fā)人們的行為。對于管理者而言，在信息系統(tǒng)實施過程中，可以實施懲罰性威脅或者給予獎勵性引誘，鼓勵老人們執(zhí)行組織意圖，刻意制造個體內(nèi)部的認(rèn)知失調(diào)，這種“大棒”效應(yīng)為行為的轉(zhuǎn)變提供“基石”。但這一結(jié)論有悖于組織行為學(xué)中很多研究成果，而本研究表明，這一策略可以有效提升養(yǎng)老醫(yī)療結(jié)構(gòu)的系統(tǒng)實施效率。②信息系統(tǒng)實施中，管理者需要創(chuàng)造機制合理引導(dǎo)認(rèn)知轉(zhuǎn)變，本研究結(jié)果表明，只有老人們自身感受到醫(yī)療信息系統(tǒng)存在的價值后，才有可能激發(fā)起內(nèi)在的動機，從而促進實質(zhì)性采納意愿的產(chǎn)生。因此，管理者在實際工作中應(yīng)該扮演“感覺制造者”的角色，用語言和符號賦予信息系統(tǒng)存在的意義，增強老人們對于醫(yī)療系統(tǒng)的價值感知，為老人們提供“胡蘿卜”，這一過程對于促進認(rèn)知轉(zhuǎn)變至關(guān)重要，決定著行為的去向。值得注意的是，“胡蘿卜加大棒”的策略中，“大棒”和“胡蘿卜”缺一不可。③管理者要根據(jù)老人們個性差異，制定個性化的實施方略，不可一概強迫執(zhí)行。對于服從性較好的老人們尚可勉強為之，對于服從性不好的老人們，會激發(fā)出更多的抵抗情緒，導(dǎo)致嚴(yán)重的反抗行為。因此，“胡蘿卜加大棒”的策略有實用范圍。

5.4研究局限性和未來研究展望

本研究雖然運用跨時段的調(diào)查方法收集數(shù)據(jù)，對信息系統(tǒng)采納后用戶的心理進行研究，得到一些有價值的結(jié)論，但仍然存在需要補充的地方。①本研究采用橫截面的數(shù)據(jù)，難以動態(tài)地反應(yīng)用戶信息系統(tǒng)采納行為意愿是如何受到縱向組織層面變量影響的。后續(xù)研究中應(yīng)該考慮行業(yè)層面的因素(如行業(yè)環(huán)境動態(tài)性、行業(yè)類型等變量)對用戶采納意愿的影響作用，以增強模型的理論說服力，以橫向研究與縱向研究結(jié)合的視角揭示最終用戶采納意愿生成的機制過程。②為了避免共同方法偏差對研究結(jié)果的影響，本研究分3個時間段收集數(shù)據(jù)，但本研究的前因變量和中介變量均源自用戶自我報告，它們之間的關(guān)系依然可能會受到同源方差的影響。當(dāng)然，探索性因子分析和驗證性因子分析表明本研究中的同源方差并沒有影響分析結(jié)果，但未來可以用非用戶報告的方式(如心理學(xué)實驗的方式)測量變量，以進一步增強研究結(jié)論的可靠性。③本研究結(jié)論具有較好的普適性，而配合調(diào)研的機構(gòu)較難尋找，本研究僅調(diào)查了兩家不同性質(zhì)的養(yǎng)老院，這在一定程度上造成了結(jié)論的局限性。后續(xù)研究可以針對不同行業(yè)的不同信息系統(tǒng)進行大規(guī)模調(diào)查，以更全面的數(shù)據(jù)來源驗證研究結(jié)論的普適性。

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FundedProject:Supported by the National Natural Science Foundation of China(71661167007)

Biography:WANG Yuchao is a Ph.D candidate in the Center for the Study of Information Resources at Wuhan University. His research interests cover information system and organization behavior.His representative paper titled “Analysis of the influence of forced compliance on the individual behavior”was published in theBioTechnology:AnIndianJournal(Issue 10, 2014).E-mail: yuchao_wang@whu.edu.cn

MA Feicheng is a professor in the Center for the Study of Information Resources at Wuhan University. His research interests include information science theory method and information resources management.His representative paper titled “Publication trends and knowledge maps of global translational medicine research” was published in theScientometrics(Issue 1, 2014).E-mail:fchma@whu.edu.cn

□

ResearchontheAdoptionIntentionoftheEndUsersundertheMandatorySituation

WANG Yuchao，MA Feicheng

Center for the Study of Information Resources, Wuhan University, Wuhan 430072, China

China′s aging population has entered a period of rapid development. In order to improve the quality of medical service in nursing homes, pension agencies have invested a lot of money and manpower in medical information systems. However, the efficiency of making use of information systems is not high. Symbolic acceptance is considered to be the reason why the medical information system cannot achieve its expected utility. Therefore, it is of urgent significance to identify the factors that influence the symbolic acceptance of the old people and to work out the corresponding management strategies.

This study selected a public nursing home and a private nursing home as the object of study to investigate the elderly in the nursing home. We use on-site distribution and on-site recycling to obtain data, thus improve the recovery rate of the questionnaire. In order to avoid the influence of common method bias on the research results, this study conducted a 6-month questionnaire survey of 336 old people by using the time-periods questionnaire survey. Finally, we use SPSS 20.0 and AMOS 21.0 to analyze the data by exploratory factor analysis, confirmatory factor analysis, descriptive statistical analysis and internal consistency analysis. Meanwhile, we use the multi-level linear analysis and the holistic effect regulation method to verify the mediating effect between symbolic acceptance and adoption intention, and the moderating effect of task value between symbolic acceptance and cognitive dissonance. We also explore the users′ cognitive transformation process mechanism and the forming boundary conditions of adoption intention based on the mandatory use of the medical information system.

The results show that ① for the person with strong personality, the manager′s position power can directly lead to the user′s symbolic acceptance behavior in the process of information system implementation, and then the user has internal mood of cognitive dissonance. After a trial period, cognitive can completely disappear, and ultimately produce a substantial adoption intention; ② user′s task value plays a key role in the elimination of cognitive dissonance; ③ for those who are less obedient, they do not experience cognitive dissonance, and their symbolic acceptance can be directly translated into substantive adoption.

The theoretical significance of clarifying the above problems is to help researchers clarify the internal mechanism of the user′s cognitive transformation under the circumstance of forced compliance and to discuss the forming boundary condition of adoption intention through the interaction of individual differences and organizational scenarios. The practical significance is to help the managers of nursing homes to effectively eliminate the resist mentality in the implementation process of medical information system to improve the efficiency of the system.

symbolic acceptance；adoption intention；task value；cognitive dissonance；compliance

Date:August 26th, 2016AcceptedDateFebruary 19th, 2017

C931.6

A

10.3969/j.issn.1672-0334.2017.02.007

1672-0334(2017)02-0080-14

2016-08-26修返日期2017-02-19

國家自然科學(xué)基金(71661167007)

王瑜超，武漢大學(xué)信息資源研究中心博士研究生，研究方向為信息系統(tǒng)和組織行為等，代表性學(xué)術(shù)成果為“Analysis of the influence of forced compliance on the individual behavior”，發(fā)表在2014年第10期《Bio Technology:An Indian Journal》，E-mail：yuchao_wang@whu.edu.cn

馬費成，武漢大學(xué)信息資源研究中心教授，研究方向為情報學(xué)理論方法和信息資源管理等，代表性學(xué)術(shù)成果為“Publication trends and knowledge maps of global translational medicine research”，發(fā)表在2014年第1期《Scientometrics》，E-mail：fchma@whu.edu.cn