強(qiáng)制情景下最終用戶的采納意愿研究

王瑜超，馬費(fèi)成

武漢大學(xué) 信息資源研究中心，武漢 430072

管理科學(xué)

強(qiáng)制情景下最終用戶的采納意愿研究

王瑜超，馬費(fèi)成

武漢大學(xué) 信息資源研究中心，武漢 430072

中國(guó)人口老齡化已經(jīng)進(jìn)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(jī)構(gòu)在醫(yī)療信息系統(tǒng)上投入了大量的財(cái)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(shí)現(xiàn)其預(yù)期效用的根源，因此識(shí)別老人們象征接受的影響因素進(jìn)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(duì)象，調(diào)查對(duì)象為養(yǎng)老院內(nèi)的老人。采用現(xiàn)場(chǎng)發(fā)放問卷和現(xiàn)場(chǎng)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(duì)研究結(jié)果的影響，采用分時(shí)間段的問卷調(diào)查法，對(duì)336位老人展開為期6個(gè)月的問卷調(diào)查。使用SPSS 20.0和AMOS 21.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因子分析、驗(yàn)證性因子分析、描述性統(tǒng)計(jì)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(yàn)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(jià)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(qiáng)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(jī)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(shí)施過程中，對(duì)于服從個(gè)性較強(qiáng)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(gè)試用期，認(rèn)知失調(diào)才能完全消失，最終產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的采納意愿；用戶的任務(wù)價(jià)值對(duì)認(rèn)知失調(diào)情緒起關(guān)鍵性的消除作用。對(duì)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(shí)質(zhì)性采納。

研究結(jié)果有助于厘清強(qiáng)迫服從情景下用戶認(rèn)知轉(zhuǎn)變的內(nèi)在機(jī)制，通過個(gè)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(duì)養(yǎng)老院的管理者有效消除醫(yī)療信息系統(tǒng)實(shí)施過程中的抗拒心理、提升系統(tǒng)的使用效率具有實(shí)踐意義。

象征接受；采納意愿；任務(wù)價(jià)值；認(rèn)知失調(diào)；服從

引言

中國(guó)人口老齡化已經(jīng)進(jìn)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(jī)構(gòu)在醫(yī)療信息系統(tǒng)上投入了大量的財(cái)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(qiáng)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(shí)現(xiàn)其預(yù)期效用的根源[1-2]。另外，老人們?cè)隗w力、智力上衰退較快，對(duì)于新技術(shù)接受速度相對(duì)較慢，客觀上造成實(shí)施醫(yī)療信息系統(tǒng)時(shí)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(shí)別用戶象征接受的影響因素進(jìn)而制定相應(yīng)的管理對(duì)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(diǎn)探討強(qiáng)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(huì)影響對(duì)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(gè)體在組織中所處的職位為基礎(chǔ)，包括獎(jiǎng)懲權(quán)力和法定權(quán)力等[6]。在醫(yī)療信息系統(tǒng)采納實(shí)踐中，管理者運(yùn)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(jiǎng)勵(lì)導(dǎo)致的服從行為稱為強(qiáng)迫服從。強(qiáng)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(diǎn)研究問題，先后有相當(dāng)數(shù)量的學(xué)者以強(qiáng)迫服從為情景，研究強(qiáng)迫服從[8]、強(qiáng)制使用[9]、強(qiáng)迫購(gòu)買[10]等問題。強(qiáng)迫服從作為中國(guó)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(gè)體行為不僅僅是個(gè)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(gè)體行為的紐帶[11-12]，但是這一認(rèn)知轉(zhuǎn)變機(jī)制卻沒有得到應(yīng)有的關(guān)注。針對(duì)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(qiáng)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(gè)問題。行為意愿是個(gè)人因素和情景因素共同作用的結(jié)果，但對(duì)于二者之間的交互效應(yīng)卻缺乏研究[13]。成就動(dòng)機(jī)之預(yù)期價(jià)值論認(rèn)為，感知任務(wù)價(jià)值可能會(huì)影響個(gè)體發(fā)起和堅(jiān)持這一價(jià)值相關(guān)的行為[14]。那么在象征接受發(fā)生之后，用戶對(duì)采納醫(yī)療信息系統(tǒng)的價(jià)值感知必然存在差異，這種差異是否會(huì)影響到采納意愿，這是本研究試圖澄清的第2個(gè)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(duì)采納行為意愿存在顯著影響[15]。服從作為一種重要的個(gè)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(gè)問題。澄清以上問題的理論意義在于幫助研究者厘清強(qiáng)迫服從情景下用戶認(rèn)知轉(zhuǎn)變的內(nèi)在機(jī)制，試圖通過個(gè)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(shí)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(shí)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(píng)述

1.1醫(yī)療信息系統(tǒng)采納過程中的強(qiáng)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(gè)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(shí)別阻礙系統(tǒng)發(fā)揮預(yù)期績(jī)效的影響因素。事實(shí)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(duì)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(shí)情況相矛盾。即現(xiàn)實(shí)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(duì)用戶抵制進(jìn)行廣泛的研究[1-2,13]，明顯忽視了強(qiáng)迫服從這一情景因素。強(qiáng)迫服從作為一種重要的壓力源，是指由于獎(jiǎng)勵(lì)或者懲罰所形成的象征接受[7]。強(qiáng)迫服從作為一種中國(guó)特色的管理方式，普遍存在于組織的管理實(shí)踐中，而已有研究過多強(qiáng)調(diào)社會(huì)規(guī)范、個(gè)體效能等因素對(duì)行為的影響，忽視了行為發(fā)生的權(quán)力背景。事實(shí)上，用戶不可能獨(dú)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(huì)因反抗無效或者反抗成本過高，選擇暫時(shí)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?yàn)橄鄬?duì)于西方國(guó)家而言，亞洲國(guó)家的權(quán)力距離較高，且亞洲人的態(tài)度行為會(huì)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(duì)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(gè)體因素

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

1.2.1 個(gè)體任務(wù)價(jià)值的影響

用戶缺乏持續(xù)使用動(dòng)機(jī)是醫(yī)療信息系統(tǒng)實(shí)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(duì)于系統(tǒng)的成功實(shí)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(duì)于系統(tǒng)的興趣、重要性和有用性的感知評(píng)價(jià)，只能在采納后產(chǎn)生，并經(jīng)過一個(gè)體驗(yàn)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(jià)值是指?jìng)€(gè)體對(duì)某一行為的興趣、重要性、有用性的感知評(píng)價(jià)受到任務(wù)特征和個(gè)體需要影響的一種主觀體驗(yàn)，它存在顯著的個(gè)體差異性[24-25]。即使面對(duì)同樣的信息系統(tǒng)，任務(wù)價(jià)值的差異也將直接導(dǎo)致采納意愿的差異，此時(shí)任務(wù)價(jià)值作為一個(gè)邊界條件存在。雖然CHIU et al.[26]的研究證實(shí)，使用者主觀的任務(wù)價(jià)值會(huì)對(duì)持續(xù)使用意愿產(chǎn)生積極的影響，即成就價(jià)值、實(shí)用價(jià)值和內(nèi)在價(jià)值對(duì)于用戶的持續(xù)使用意愿存在顯著的影響。但是現(xiàn)實(shí)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(gè)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(qiáng)迫服從情景下，用戶任務(wù)價(jià)值的個(gè)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(jī)制條件又是一個(gè)值得深入探討的問題。

1.2.2 個(gè)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(jì)劃行為理論、技術(shù)接受模型、創(chuàng)新擴(kuò)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(gè)體信息采納的意圖和行為，強(qiáng)調(diào)外生變量中技術(shù)、社會(huì)規(guī)范、組織等因素的影響。因?yàn)檫^分強(qiáng)調(diào)外生變量，而忽略了個(gè)體人格因素的影響。已有行為學(xué)的研究表明，個(gè)體行為是由個(gè)人因素和情景因素相互連接、交互的結(jié)果，人格特質(zhì)對(duì)于行為意愿的影響也是極其重要的。MCELROY et al.[15]運(yùn)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(gè)性與信息系統(tǒng)采納行為的關(guān)系，結(jié)果表明，用戶的個(gè)性對(duì)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(gè)體分為主動(dòng)性人格和被動(dòng)性人格。主動(dòng)性人格的個(gè)體傾向于主動(dòng)改造環(huán)境，使環(huán)境向有利于自身的方向發(fā)展；被動(dòng)性人格的個(gè)體被動(dòng)適應(yīng)環(huán)境，反而被環(huán)境改造。對(duì)于前者，任務(wù)價(jià)值是最有力的驅(qū)動(dòng)手段，因?yàn)槿蝿?wù)價(jià)值越高，越能激發(fā)其行為動(dòng)機(jī)，而強(qiáng)制過度則會(huì)讓個(gè)體產(chǎn)生更強(qiáng)的抗拒情緒。對(duì)于后者，由于本身潛意識(shí)中愿意按照他人的意愿進(jìn)行行為決策，通過重復(fù)形成習(xí)慣，會(huì)直接影響采納意愿，而任務(wù)價(jià)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(gè)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(shí)施中的強(qiáng)迫服從依然在持續(xù)，對(duì)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(shí)證結(jié)論。

綜上所述，已有研究至少存在3個(gè)方面的不足，一是已有研究較多地關(guān)注于社會(huì)規(guī)范和個(gè)體效能等非文化因素對(duì)用戶抵制的影響，忽視了中國(guó)特色的威權(quán)管理和文化背景在醫(yī)療信息系統(tǒng)實(shí)施實(shí)踐中的影響，任何脫離實(shí)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(duì)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(gè)體在強(qiáng)迫服從后必喚起情緒反應(yīng)，進(jìn)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?gòu)膫€(gè)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(shì)，強(qiáng)迫服從作為組織生活的重要管理手段，會(huì)對(duì)用戶采納意愿具有較強(qiáng)的預(yù)測(cè)力?；诖?，本研究探討強(qiáng)迫服從影響最終用戶對(duì)于醫(yī)療信息系統(tǒng)采納的作用機(jī)制，重點(diǎn)分析認(rèn)知失調(diào)的中介作用以及任務(wù)價(jià)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(qiáng)制權(quán)力、報(bào)償權(quán)力和法定權(quán)力[30]。強(qiáng)制權(quán)力采用懲罰性威脅的方式影響個(gè)體，報(bào)償權(quán)力使用允諾性獎(jiǎng)勵(lì)影響個(gè)體，法定權(quán)力指職務(wù)賦予的對(duì)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(qiáng)的強(qiáng)制性。NAH et al.[2]認(rèn)為，用戶在強(qiáng)制情景下，能夠按照組織的要求做出行為，但是此時(shí)的行為并不能反映用戶內(nèi)心的真實(shí)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(duì)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(shí)的行為與認(rèn)知不一致。認(rèn)知失調(diào)理論認(rèn)為，個(gè)體傾向于按照既有經(jīng)驗(yàn)對(duì)信息進(jìn)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(gè)認(rèn)知完形具有封閉性、自我調(diào)節(jié)性和對(duì)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(shí)，其內(nèi)部必然出現(xiàn)認(rèn)知缺口，其結(jié)果是個(gè)體心理上承受強(qiáng)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(duì)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(jià)值被錨定，威脅自我的信息就失去了威脅的能力，即個(gè)體為了維持積極的自我評(píng)價(jià)，會(huì)尋求有利信息恢復(fù)自我完整性，進(jìn)而消除威脅自我信息的影響[32-33]。在強(qiáng)迫服從情景中，可能會(huì)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(jìn)而重建，事實(shí)上這種情況只在特殊條件下才能發(fā)生[34-35]。因?yàn)橄笳鹘邮苤懈綆?qiáng)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(huì)啟動(dòng)個(gè)體的心理防御體系，反而會(huì)導(dǎo)致固有認(rèn)知被強(qiáng)化，不利于認(rèn)知轉(zhuǎn)變[36]。②用戶采取歪曲事實(shí)、尋找合理解釋、忽視等方式降低威脅信息對(duì)自我概念的影響，固有的認(rèn)知同樣被有意識(shí)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(jià)值，或從事與這些重要的自我價(jià)值有關(guān)的活動(dòng)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(duì)采納意愿存在負(fù)向影響。

個(gè)體的行為遵循S(刺激)-O(個(gè)體生理、心理)-R(反應(yīng))的規(guī)律[39]。懲罰威脅、允諾獎(jiǎng)勵(lì)等方式所導(dǎo)致的象征接受稱為強(qiáng)迫服從[7]。在本研究中，強(qiáng)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(gè)體行為的一個(gè)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(shí)行為來消除認(rèn)知失調(diào)的情緒壓力[7]。在強(qiáng)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(shí)會(huì)消耗更多的自我控制資源，后續(xù)的任務(wù)無法進(jìn)行[42]。研究表明，在社會(huì)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(jìn)而表現(xiàn)出以更少的主動(dòng)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(huì)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(duì)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(jià)值由3個(gè)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(gè)特定系統(tǒng)將提升自己工作績(jī)效的程度，感知重要性指用戶相信使用一個(gè)特定系統(tǒng)對(duì)于完美實(shí)現(xiàn)自我印象和核心價(jià)值的重要程度，感知趣味性指使用一個(gè)特定系統(tǒng)讓用戶感知到快樂的程度。這3個(gè)因素分別代表任務(wù)價(jià)值的不同維度，共同影響著用戶的行為動(dòng)機(jī)[26]。象征接受發(fā)生之后，一方面，用戶心理上會(huì)產(chǎn)生認(rèn)知失調(diào)情緒；另一方面，用戶也會(huì)產(chǎn)生關(guān)于信息系統(tǒng)的主觀感受，它可能會(huì)隨著用戶重復(fù)使用而逐漸增強(qiáng)或減弱。SIMON et al.[45]提出用戶價(jià)值感知的提升會(huì)減弱認(rèn)知失調(diào)，隨后個(gè)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(jià)值由個(gè)體需求和任務(wù)特征決定，存在個(gè)體差異[24-25]，所以任務(wù)價(jià)值的高低最終會(huì)影響用戶采納意愿的強(qiáng)弱。綜上所述，本研究提出假設(shè)。

H6任務(wù)價(jià)值調(diào)節(jié)認(rèn)知失調(diào)對(duì)象征接受與采納意愿的中介作用，與低任務(wù)價(jià)值的用戶相比，高任務(wù)價(jià)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(duì)象征接受與采納意愿的中介作用，即用戶感知有用性越強(qiáng)，象征接受對(duì)認(rèn)知失調(diào)的正向影響就越弱，認(rèn)知失調(diào)對(duì)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(duì)象征接受與采納意愿的中介作用，即用戶感知重要性越強(qiáng)，象征接受對(duì)認(rèn)知失調(diào)的正向影響就越弱，認(rèn)知失調(diào)對(duì)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(duì)象征接受與采納意愿的中介作用，即用戶感知趣味性越強(qiáng)，象征接受對(duì)認(rèn)知失調(diào)的正向影響就越弱，認(rèn)知失調(diào)對(duì)采納意愿的負(fù)向影響越弱。

服從是指?jìng)€(gè)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(qiáng)的用戶，其自我意識(shí)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(qiáng)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(qiáng)迫服從。用戶在強(qiáng)迫服從后，會(huì)產(chǎn)生認(rèn)知失調(diào)，進(jìn)而對(duì)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(huì)受到任務(wù)價(jià)值的調(diào)節(jié)作用。此外，由于象征接受能直接對(duì)采納意愿產(chǎn)生影響，因此本研究進(jìn)一步假設(shè)服從會(huì)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(jì)

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(duì)象，被跟蹤調(diào)查的養(yǎng)老院正在實(shí)施醫(yī)療信息系統(tǒng)，因?yàn)闇?zhǔn)實(shí)驗(yàn)的調(diào)查方式能確保研究結(jié)果的信度和效度。調(diào)查對(duì)象為養(yǎng)老院內(nèi)的老人，采用現(xiàn)場(chǎng)發(fā)放問卷和現(xiàn)場(chǎng)回收的方式獲取數(shù)據(jù)，以提高問卷的回收率。調(diào)查時(shí)間從2015年6月底持續(xù)到2015年12月，分3個(gè)時(shí)間段發(fā)放問卷。第1階段，有360個(gè)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(xiàng)，實(shí)際回收352份有效問卷；第2階段，兩個(gè)月后邀請(qǐng)第1階段352個(gè)有效填答的被試參與調(diào)研，測(cè)量任務(wù)價(jià)值和服從，回收347份有效問卷；第3階段，再過兩個(gè)月后繼續(xù)邀請(qǐng)第2階段347個(gè)有效填答的被試填答采納意愿的題項(xiàng)，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(jì)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(shí)間小于1個(gè)月的占0.595%，小于3個(gè)月的占6.250%，3～12個(gè)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(duì)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(duì)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(shí)間更長(zhǎng)，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(shí)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(cè)量

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

采用自編制量表測(cè)量象征接受。①通過查閱中外文相關(guān)的理論文獻(xiàn)，根據(jù)NAH et al.[2]的研究，對(duì)象征接受進(jìn)行清晰的定義，以把握變量?jī)?nèi)容領(lǐng)域的正確性，確保測(cè)量題項(xiàng)的開發(fā)方向與已有研究相契合。②對(duì)理論文獻(xiàn)進(jìn)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(diǎn)小組訪談獲得測(cè)量題項(xiàng)。這是因?yàn)榻裹c(diǎn)小組訪談獲取最終用戶關(guān)于刺激情景的真實(shí)感受，通過廣泛的討論和收集真實(shí)資料，能夠使變量含義和外延更為明確具體。④一方面，邀請(qǐng)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(cè)試簡(jiǎn)化并完善量表。專家豐富的專業(yè)知識(shí)和量表開發(fā)經(jīng)驗(yàn)?zāi)軌虬盐兆兞康暮x、變量與測(cè)量題項(xiàng)、測(cè)量題項(xiàng)與測(cè)量題項(xiàng)之間的關(guān)系，從而避免測(cè)量題項(xiàng)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(gè)初始題項(xiàng)后，邀請(qǐng)200位被試對(duì)題項(xiàng)進(jìn)行預(yù)測(cè)試，基于預(yù)測(cè)試的數(shù)據(jù)，進(jìn)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(xiàng)，最終得到9個(gè)正式的測(cè)量題項(xiàng)，形成Likert 7點(diǎn)量表，測(cè)量題項(xiàng)均采用問答式，被試根據(jù)自身的真實(shí)感受評(píng)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(shí)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(gè)主成分，且9個(gè)測(cè)量題項(xiàng)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(cè)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(gè)，已有研究發(fā)現(xiàn)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量可能會(huì)影響組織環(huán)境中個(gè)體相關(guān)的結(jié)果變量[1]，此外用戶的系統(tǒng)使用時(shí)間也會(huì)影響其對(duì)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(shí)間4個(gè)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(shí)際年數(shù)，教育程度為學(xué)歷層次，以使用系統(tǒng)的時(shí)間測(cè)量使用時(shí)間。

4 實(shí)證檢驗(yàn)

4.1信度和效度檢驗(yàn)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)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(cè)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(shí)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(gè)題項(xiàng)在測(cè)量變量的因子載荷(FL)值均大于0.500，表明各題項(xiàng)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(duì)值相比較的方法測(cè)量判別效度，測(cè)量結(jié)果見表3。表3對(duì)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(duì)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(jì)分析

描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析主要用于評(píng)價(jià)研究模型的各個(gè)變量之間的線性關(guān)系是否顯著以及關(guān)系的強(qiáng)弱，表3給出各個(gè)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(gè)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(yàn)證。同時(shí)，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(yàn)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(yàn)

4.4服從的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

表4給出服從的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)過程，模型1加入控制變量對(duì)采納意愿進(jìn)行回歸，模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入象征接受對(duì)采納意愿進(jìn)行回歸，模型3在模型2的基礎(chǔ)上加入服從對(duì)采納意愿進(jìn)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(xiàng)對(duì)采納意愿進(jìn)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(xiàng)對(duì)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(xiàng)對(duì)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(yàn)證。

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

象征接受對(duì)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(jià)值的調(diào)節(jié)作用同時(shí)發(fā)生，因此，本研究采用總效應(yīng)調(diào)節(jié)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。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(yàn)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。根據(jù) EDWARDS et al.[53]推薦的檢驗(yàn)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(yàn)結(jié)果Table 2 Tests Results of the Scale′s Reliability and Convergent Validity

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

注：括號(hào)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(hào)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(jià)值，a01和b020為常數(shù)項(xiàng)，aX01為象征接受對(duì)采納意愿的回歸系數(shù)，aM01為認(rèn)知失調(diào)對(duì)采納意愿的回歸系數(shù)，bX20為象征接受對(duì)認(rèn)知失調(diào)的回歸系數(shù)，bM20為任務(wù)價(jià)值對(duì)認(rèn)知失調(diào)的回歸系數(shù)，bZM20為象征接受與任務(wù)價(jià)值的交互項(xiàng)對(duì)認(rèn)知失調(diào)的回歸系數(shù)，f01和f20為殘差項(xiàng)。

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(duì)采納意愿進(jìn)行回歸分析。按照(2)式將象征接受和任務(wù)價(jià)值的3個(gè)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(gè)維度的交互項(xiàng)分別對(duì)認(rèn)知失調(diào)進(jìn)行回歸分析，應(yīng)用受約束的非線性模型得到1 000個(gè)樣本的拔靴法估計(jì)，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(jì)算最小二乘回歸的參數(shù)估計(jì)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(shí)，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(xiàng)對(duì)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(shí)，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(xiàng)對(duì)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(shí)，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(xiàng)對(duì)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(yàn)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(jìn)行計(jì)算，得到任務(wù)價(jià)值3個(gè)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(gè)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(gè)標(biāo)準(zhǔn)差為高組，減一個(gè)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(jìn)行計(jì)算，設(shè)調(diào)節(jié)變量任務(wù)價(jià)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(jì)算回歸系數(shù)時(shí)控制了性別、年齡、學(xué)歷和使用時(shí)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(jì)。

由于任務(wù)價(jià)值由感知有用性、感知重要性、感知趣味性3個(gè)維度組成，所以在表5和表6中分別列出3個(gè)維度的估計(jì)值。根據(jù)表6的結(jié)果，分別對(duì)3組估計(jì)值進(jìn)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(yàn)證。

5 結(jié)論

5.1研究結(jié)果

在相關(guān)研究評(píng)述和理論分析的基礎(chǔ)上，本研究重點(diǎn)關(guān)注強(qiáng)制情景下最終用戶認(rèn)知轉(zhuǎn)變的過程機(jī)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(gè)樣本對(duì)研究假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明，職位權(quán)力對(duì)象征接受存在顯著的正向影響；象征接受對(duì)認(rèn)知失調(diào)存在顯著的正向影響；象征接受對(duì)采納意愿存在顯著的負(fù)向影響；認(rèn)知失調(diào)對(duì)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(duì)采納意愿產(chǎn)生影響，又可以通過認(rèn)知失調(diào)對(duì)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(duì)象征接受與采納意愿的中介作用被任務(wù)價(jià)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(gè)性的一個(gè)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(jià)值的3個(gè)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(xiàn)

本研究理論貢獻(xiàn)主要集中在以下幾個(gè)方面。首先，本研究開發(fā)了一套適用于研究象征接受的測(cè)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(gè)維度。雖然已有實(shí)驗(yàn)研究證明，權(quán)威能夠?qū)е聫?qiáng)迫服從，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?qiáng)迫服從尚未得到證實(shí)。本研究驗(yàn)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(qiáng)迫服從理論的應(yīng)用范圍和內(nèi)核進(jìn)行了拓展。

其次，盡管目前已有學(xué)者研究了強(qiáng)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(shí)施，影響醫(yī)療機(jī)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(jià)值的實(shí)現(xiàn)。有關(guān)信息系統(tǒng)采納的研究認(rèn)為，強(qiáng)制使用可能是導(dǎo)致信息系統(tǒng)實(shí)施失敗的原因，本研究通過數(shù)據(jù)驗(yàn)證了強(qiáng)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(bǔ)充信息系統(tǒng)采納后行為相關(guān)的理論。

再次，基于成就動(dòng)機(jī)的預(yù)期價(jià)值論，本研究將任務(wù)價(jià)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(jià)值的3個(gè)維度，豐富了3個(gè)因素的概念內(nèi)涵。通過多層分析，證實(shí)任務(wù)價(jià)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(duì)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(jìn)行了深入拓展。研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)個(gè)體的任務(wù)價(jià)值較高時(shí)，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(jià)值較低時(shí)該中介作用變強(qiáng)。SIMON et al.[45]強(qiáng)調(diào)，個(gè)體對(duì)于行為的價(jià)值判斷存在差異，這種差異性會(huì)影響個(gè)體認(rèn)知失調(diào)的程度，進(jìn)而影響個(gè)體的行為動(dòng)機(jī)。本研究的結(jié)果從實(shí)證角度支持這一觀點(diǎn)。常規(guī)的觀點(diǎn)認(rèn)為，強(qiáng)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(qiáng)迫服從導(dǎo)致的象征接受，一方面，個(gè)體能產(chǎn)生關(guān)于信息系統(tǒng)的直接感知價(jià)值。另一方面，認(rèn)知失調(diào)是個(gè)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(duì)于高價(jià)值感知的個(gè)體而言，認(rèn)知失調(diào)會(huì)逐漸消失，認(rèn)知發(fā)生轉(zhuǎn)變，從而產(chǎn)生采納意愿。事實(shí)上，由于任務(wù)價(jià)值存在個(gè)體差異，才導(dǎo)致了行為意愿的不同。因此，本研究結(jié)果對(duì)于探討強(qiáng)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(duì)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(dòng)人格的個(gè)體，由于他們的服從性人格較強(qiáng)，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?shí)質(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(qiáng)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(duì)于信息系統(tǒng)的實(shí)施具有重要的實(shí)踐意義。醫(yī)療信息系統(tǒng)對(duì)于提升醫(yī)療機(jī)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(shí)質(zhì)性采納意愿關(guān)系到信息系統(tǒng)實(shí)施的成敗。①作為一種激勵(lì)方式，“胡蘿卜加大棒”是指通過運(yùn)用獎(jiǎng)勵(lì)和懲罰兩種手段激發(fā)人們的行為。對(duì)于管理者而言，在信息系統(tǒng)實(shí)施過程中，可以實(shí)施懲罰性威脅或者給予獎(jiǎng)勵(lì)性引誘，鼓勵(lì)老人們執(zhí)行組織意圖，刻意制造個(gè)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(shí)施效率。②信息系統(tǒng)實(shí)施中，管理者需要?jiǎng)?chuàng)造機(jī)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(jià)值后，才有可能激發(fā)起內(nèi)在的動(dòng)機(jī)，從而促進(jìn)實(shí)質(zhì)性采納意愿的產(chǎn)生。因此，管理者在實(shí)際工作中應(yīng)該扮演“感覺制造者”的角色，用語言和符號(hào)賦予信息系統(tǒng)存在的意義，增強(qiáng)老人們對(duì)于醫(yī)療系統(tǒng)的價(jià)值感知，為老人們提供“胡蘿卜”，這一過程對(duì)于促進(jìn)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(gè)性差異，制定個(gè)性化的實(shí)施方略，不可一概強(qiáng)迫執(zhí)行。對(duì)于服從性較好的老人們尚可勉強(qiáng)為之，對(duì)于服從性不好的老人們，會(huì)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(shí)用范圍。

5.4研究局限性和未來研究展望

本研究雖然運(yùn)用跨時(shí)段的調(diào)查方法收集數(shù)據(jù)，對(duì)信息系統(tǒng)采納后用戶的心理進(jìn)行研究，得到一些有價(jià)值的結(jié)論，但仍然存在需要補(bǔ)充的地方。①本研究采用橫截面的數(shù)據(jù)，難以動(dòng)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(dòng)態(tài)性、行業(yè)類型等變量)對(duì)用戶采納意愿的影響作用，以增強(qiáng)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(jī)制過程。②為了避免共同方法偏差對(duì)研究結(jié)果的影響，本研究分3個(gè)時(shí)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(bào)告，它們之間的關(guān)系依然可能會(huì)受到同源方差的影響。當(dāng)然，探索性因子分析和驗(yàn)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(bào)告的方式(如心理學(xué)實(shí)驗(yàn)的方式)測(cè)量變量，以進(jìn)一步增強(qiáng)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(jī)構(gòu)較難尋找，本研究?jī)H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(duì)不同行業(yè)的不同信息系統(tǒng)進(jìn)行大規(guī)模調(diào)查，以更全面的數(shù)據(jù)來源驗(yàn)證研究結(jié)論的普適性。

[1]張亞軍,張金隆,張軍偉.工作不安全感對(duì)用戶抵制信息系統(tǒng)實(shí)施的影響.管理科學(xué),2015,28(2):80-92.

ZHANG Yajun,ZHANG Jinlong,ZHANG Junwei.Job insecurity on user resistance to information systems implementation.JournalofManagementScience,2015,28(2):80-92.(in Chinese)

[2]NAH F F,TAN X,TEH S E.Toward a greater understanding of end-users′ acceptance of ERP systems∥KHOSROW-POUR M.AdvancedTopicsinInformationResourcesManagement.Hershey,PA:Idea Group Publishing,2006:143-163.

[3]齊曉云.IT強(qiáng)制使用環(huán)境下員工象征接受模型研究.圖書情報(bào)工作,2011,55(22):128-132.

QI Xiaoyun.Staff′s symbolic adoption model of information technology in mandatory environments.LibraryandInformationService,2011,55(22):128-132.(in Chinese)

[4]AREKETE S,IFINEDO P,AKINNUWESI B A.Antecedent factors to end-users′ symbolic acceptance of enterprise systems:an analysis in Nigerian organizations∥Proceedingsofthe2014IEEE6thInternationalConferenceonAdaptiveScience&Technology(ICAST).Ogun State,Nigeria:Covenant University,2014:1-8.

[5]NAH F F H,TAN X,TEH S H.An empirical investigation on end-users′ acceptance of enterprise systems.InformationResourcesManagementJournal,2004,17(3):32-53.

[6]段錦云,盧志巍,沈彥晗.組織中的權(quán)力:概念、理論和效應(yīng).心理科學(xué)進(jìn)展,2015,23(6):1070-1078.

DUAN Jinyun,LU Zhiwei,SHEN Yanhan.Power in organization:concepts,theories and effects.AdvancesinPsychologicalScience,2015,23(6):1070-1078.(in Chinese)

[7]FESTINGER L,CARLSMITH J M.Cognitive consequences of forced compliance.JournalofAbnormalandSocialPsychology,1959,58(2):203-210.

[8]宋廣文,陳啟山.印象整飾對(duì)強(qiáng)迫服從后態(tài)度改變的影響.心理學(xué)報(bào),2003,35(3):397-403.

SONG Guangwen,CHEN Qishan.The influence of impression management on change of attitude after forced compliance.ActaPsychologicaSinica,2003,35(3):397-403.(in Chinese)

[9]VENKATESH V,DAVIS F D.A theoretical extension of the technology acceptance model:four longitudinal field studies.ManagementScience,2000,46(2):186-204.

[10] GROUGIOU V,MOSCHIS G,KAPOUTSIS I.Compulsive buying:the role of earlier-in-life events and experiences.JournalofConsumerMarketing,2015,32(4):278-289.

[11] ASHFORTH B E,HUMPHREY R H.Emotion in the workplace:a reappraisal.HumanRelations,1995,48(2):97-125．

[12] WEISS H M,CROPANZANO R.Affective events theory:a theoretical discussion of the structure,causes and consequences of affective experiences at work.ResearchinOrganizationalBehavior,1996,18(1):1-74．

[13] KIM H W,KANKANHALLI A.Investigating user resistance to information systems implementation:a status quo bias perspective.MISQuarterly,2009,33(3):567-582.

[14] ECCLES J S,ADLER T F,FUTTERMAN R,et al.Expectancies,values,and academic behaviors∥SPENCE J T.AchievementandAchievementMotives:PsychologicalandSociologicalApproaches.San Francisco,CA:W. H. Freeman,1983:75-146.

[15] MCELROY J C,HENDRICKSON A R,TOWNSEND A M,et al.Dispositional factors in internet use:personality versus cognitive style.MISQuarterly,2007,31(4):809-820.

[16] 宗文,李晏墅,李金生,等.現(xiàn)代企業(yè)內(nèi)部信息主動(dòng)采納研究.中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì),2011(2):89-99.

ZONG Wen,LI Yanshu,LI Jinsheng,et al.Research on modern enterprise internal information voluntary adoption.ChinaIndustrialEconomics,2011(2):89-99.(in Chinese)

[17] SHANG S S C.Dual strategy for managing user resistance with business integration systems.Behaviour&InformationTechnology,2012,31(9):909-925．

[18] AVISON D,FITZGERALD G,POWELL P.Reflections on information systems practice,education and research:10 years of the information systems journal.InformationSystemsJournal,2001,11(1):3-22.

[19] MIYAMOTO Y,KITAYAMA S.Cultural variation in correspondence bias:the critical role of attitude diagnosticity of socially constrained behavior.JournalofPersonalityandSocialPsychology,2002,83(5):1239-1248.

[20] NISBETT R E,PENG K,CHOI I,et al.Culture and systems of thought:holistic versus analytic cognition.PsychologicalReview,2001,108(2):291-310.

[21] HOFSTEDE G.The cultural relativity of the quality of life concept.AcademyofManagementReview,1984,9(3):389-398．

[22] JASPERSON J S,CARTER P E,ZMUD R W.A comprehensive conceptualization of post-adoptive behaviors associated with information technology enabled work systems.MISQuarterly,2005,29(3):525-557.

[23] BHATTACHERJEE A.Understanding information systems continuance:an expectation-confirmation model.MISQuarterly,2001,25(3):351-370.

[24] LAI C Y,YANG H L.The reasons why people continue editing Wikipedia content:task value confirmation perspective.Behaviour&InformationTechnology,2014,33(12):1371-1382.

[25] BONG M.Role of self-efficacy and task-value in predicting college students′ course performance and future enrollment intentions.ContemporaryEducationalPsychology,2001,26(4):553-570.

[26] CHIU C M,WANG E T G.Understanding web-based learning continuance intention:the role of subjective task value.Information&Management,2008,45(3):194-201.

[27] BATEMAN T S,CRANT J M.The proactive component of organizational behavior:a measure and correlates.JournalofOrganizationalBehavior,1993,14(2):103-118.

[28] 王世波,王鐵男,王成,等.個(gè)體差異中創(chuàng)新意識(shí)與自我價(jià)值對(duì)IS創(chuàng)新行為影響的實(shí)證研究.科學(xué)管理研究,2013,31(1):25-28,37.

WANG Shibo,WANG Tienan,WANG Cheng,et al.An empirical study on the effect of innovation consciousness and self-value in individual differences on IS innovation behavior.ScientificManagementResearch,2013,31(1):25-28,37.(in Chinese)

[29] LJEPAVA N,ORR R R,LOCKE S,et al.Personality and social characteristics of Facebook non-users and frequent users.ComputersinHumanBehavior,2013,29(4):1602-1607.

[30] LINES R.Using power to install strategy:the relationships between expert power,position power,influence tactics and implementation success.JournalofChangeManagement,2007,7(2):143-170.

[31] RAHIM M A.Relationships of leader power to compliance and satisfaction with supervision:evidence from a national sample of managers.JournalofManagement,1989,15(4):545-556.

[32] STEELE C M,SOUTHWICK L L,CRITCHLOW B.Dissonance and alcohol:drinking your troubles away.JournalofPersonalityandSocialPsychology,1981,41(5):831-846.

[33] 鐘毅平,陳智勇,羅西,等.自我肯定對(duì)自尊及自我評(píng)價(jià)的影響.中國(guó)臨床心理學(xué)雜志,2014,22(3):390-393,385.

ZHONG Yiping,CHEN Zhiyong,LUO Xi,et al.Effects of self-affirmation on self-esteem and self-evaluation.ChineseJournalofClinicalPsychology,2014,22(3):390-393,385.(in Chinese)

[34] 張鋒,沈模衛(wèi),何亞蕓.自尊對(duì)自我確認(rèn)傾向的影響:來自人際選擇的證據(jù).心理科學(xué),2006,29(6):1376-1381,1339.

ZHANG Feng,SHEN Mowei,HE Yayun.The effects of self-esteem on the tendency towards self-verification:evidences from choosing interaction partners.JournalofPsychologicalScience,2006,29(6):1376-1381,1339.(in Chinese)

[35] 郭銳,陶嵐,汪濤,等.民族品牌跨國(guó)并購(gòu)后的品牌戰(zhàn)略研究:弱勢(shì)品牌視角.南開管理評(píng)論,2012,15(3):42-50.

GUO Rui,TAO Lan,WANG Tao,et al.The research on post-merger brand strategies of Chinese local brands′ cross-border M&A:from weaker brands perspective.NankaiBusinessReview,2012,15(3):42-50.(in Chinese)

[36] SHERIF M,HOVLAND C I.Socialjudgment:assimilationandcontrasteffectsincommunicationandattitudechange.Oxford,England:Yale University Press,1961:112-218.

[37] 吳修良,徐富明,王偉,等.判斷與決策中的證實(shí)性偏差.心理科學(xué)進(jìn)展,2012,20(7):1080-1088.

WU Xiuliang,XU Fuming,WANG Wei,et al.The confirmation bias in judgment and decision making.AdvancesinPsychologicalScience,2012,20(7):1080-1088.(in Chinese)

[38] 高麗.自我肯定對(duì)個(gè)體失敗后焦慮情緒的緩沖作用.中國(guó)臨床心理學(xué)雜志,2014,22(3):394-397.

GAO Li.Buffering effects of self-affirmation on state-anxiety after failure.ChineseJournalofClinicalPsychology,2014,22(3):394-397.(in Chinese)

[39] 武瑞娟,王承璐.網(wǎng)店專業(yè)性對(duì)消費(fèi)者情感和行為影響效應(yīng)研究:一項(xiàng)基于大學(xué)生群體的實(shí)證研究.管理評(píng)論,2014,26(1):109-119.

WU Ruijuan,WANG Chenglu.Study of the effects of online store specialization on consumer affect and behavior:an empirical study based on college students′ sample.ManagementReview,2014,26(1):109-119.(in Chinese)

[40] 代祺,周庭銳,胡培.情境視角下從眾與反從眾消費(fèi)行為研究.管理科學(xué),2007,20(4):38-47.

DAI Qi,ZHOU Tingrui,HU Pei.A study of conformity and counter-conformity consumption behavior on the perspective of situation.JournalofManagementScience,2007,20(4):38-47.(in Chinese)

[41] 張亞軍,張金隆,劉文興,等.信息系統(tǒng)前實(shí)施階段用戶抵制影響因素的實(shí)證分析.管理評(píng)論,2015,27(5):82-91.

ZHANG Yajun,ZHANG Jinlong,LIU Wenxing,et al.Empirical study of influential factors on user resistance at information systems pre-implementation stage.ManagementReview,2015,27(5):82-91.(in Chinese)

[42] 陽海英.認(rèn)知失調(diào)對(duì)大學(xué)生運(yùn)動(dòng)員自我損耗的影響.中國(guó)運(yùn)動(dòng)醫(yī)學(xué)雜志,2015,34(12):1168-1172.

YANG Haiying.Cognitive dissonance of college athletes causes ego depletion.ChineseJournalofSportsMedicine,2015,34(12):1168-1172.(in Chinese)

[43] BECHTOLDT M N,DE DREU C K W,NIJSTAD B A,et al.Self-concept clarity and the management of social conflict.JournalofPersonality,2010,78(2):539-574.

[44] BONG M.Between-and within-domain relations of academic motivation among middle and high school students:self-efficacy,task value,and achievement goals.JournalofEducationalPsychology,2001,93(1):23-34.

[45] SIMON L,GREENBERG J,BREHM J.Trivialization:the forgotten mode of dissonance reduction.JournalofPersonalityandSocialPsychology,1995,68(2):247-260.

[46] KIRK J,JAHODA A,PERT C.Beliefs about aggression and submissiveness:a comparison of aggressive and nonaggressive individuals with mild intellectual disability.JournalofMentalHealthResearchinIntellectualDisabilities,2008,1(3):191-204.

[47] DAVIS F D.Perceived usefulness,perceived ease of use,and user acceptance of information technology.MISQuarterly,1989,13(3):319-340.

[48] KOLLER M,SALZBERGER T.Cognitive dissonance as a relevant construct throughout the decision-making and consumption process:an empirical investigation related to a package tour.JournalofCustomerBehaviour,2007,6(3):217-227.

[49] MOSKOWITZ D S.Cross-situational generality and the interpersonal circumplex.JournalofPersonalityandSocialPsychology,1994,66(5):921-933.

[50] BAKER-EVELETH L,STONE R W.Usability,expectation,confirmation,and continuance intentions to use electronic textbooks.Behaviour&InformationTechnology,2015,34(10):992-1004.

[51] VENKATESH V,THONG J Y L,XU X.Consumer acceptance and use of information technology:extending the unified theory of acceptance and use of technology.MISQuarterly,2012,36(1):157-178.

[52] 鐘帥,章啟宇.基于關(guān)系互動(dòng)的品牌資產(chǎn)概念、維度與量表開發(fā).管理科學(xué),2015,28(2):69-79.

ZHONG Shuai,JASON Qiyu Zhang.Relationship interaction-based brand equity:concept,dimensions and scale development.JournalofManagementScience,2015,28(2):69-79.(in Chinese)

[53] EDWARDS J R,LAMBERT L S.Methods for integrating moderation and mediation:a general analytical framework using moderated path analysis.PsychologicalMethods,2007,12(1):1-22.

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(guó)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?yàn)樾畔⑾到y(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(fèi)成，武漢大學(xué)信息資源研究中心教授，研究方向?yàn)榍閳?bào)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