自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋關(guān)系的元分析

摘" 要" 自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的關(guān)系如何， 目前研究存在較大分歧。為明確二者關(guān)系， 探究分歧原因， 對檢索后獲得的44項(xiàng)研究（46個(gè)獨(dú)立效應(yīng)值）使用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行元分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為存在中等顯著正相關(guān)（r = 0.27， 95% CI = [0.21， 0.33]）; 二者的相關(guān)強(qiáng)度受文化背景和被試健康狀況的調(diào)節(jié)， 但不受性別、自我效能感測量指標(biāo)和網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為測量指標(biāo)的影響。結(jié)果初步澄清了健康信念模型、信息搜尋綜合模型和風(fēng)險(xiǎn)感知態(tài)度框架的爭論， 表明個(gè)體自我效能感水平越高， 其網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為往往也會(huì)越頻繁。研究啟示政府和健康醫(yī)療從業(yè)者可以通過開展網(wǎng)絡(luò)使用技能培訓(xùn)等干預(yù)方式提升公眾自我效能感水平， 間接促進(jìn)公眾的網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為。

關(guān)鍵詞" 自我效能感， 健康信息搜尋， 互聯(lián)網(wǎng)使用， 元分析

分類號(hào)" B849; G201

1" 引言

作為信息搜尋的重要研究領(lǐng)域， 健康信息搜尋行為（Health information seeking behavior）是個(gè)體為獲取健康相關(guān)信息（如疾病、藥物、保?。┧扇〉男袨榛顒?dòng)（Lambert amp; Loiselle， 2007）， 當(dāng)個(gè)體基于互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境所開展一系列與健康相關(guān)的信息搜尋活動(dòng)時(shí)， 即產(chǎn)生網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為。過去20年， 信息通信技術(shù)的發(fā)展極大地改變了公眾獲取健康信息的體驗(yàn)（Zimmerman amp; Shaw， 2020）， 互聯(lián)網(wǎng)為公眾提供了便捷、即時(shí)、匿名且低成本的信息獲取途徑（Morahan-Martin， 2004; Powell et al.， 2011）， 越來越多的公眾將互聯(lián)網(wǎng)作為尋求健康信息的主要渠道。已有研究發(fā)現(xiàn)， 網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為能夠幫助公眾自主了解疾病癥狀、醫(yī)療利弊， 在提升公眾自主健康管理和健康決策能力方面具有巨大潛力（Hassan amp; Masoud， 2021; Santana et al.， 2011）。然而， 盡管當(dāng)前我國互聯(lián)網(wǎng)接入程度較高， 總體網(wǎng)民人數(shù)達(dá)到10.51億， 但在線醫(yī)療用戶規(guī)模只有3億， 僅占網(wǎng)民整體的28.5% （中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心， 2022）， 未曾或者較少通過互聯(lián)網(wǎng)獲取健康信息的人群不在少數(shù)。因此， 研究如何促進(jìn)公眾廣泛使用互聯(lián)網(wǎng)搜尋健康信息對全面提升公眾健康水平具有重要意義。

已有研究對影響公眾網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的相關(guān)因素展開了較多探討。相關(guān)研究多認(rèn)為自我效能感會(huì)積極影響公眾的網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為， 高自我效能感的個(gè)體使用網(wǎng)絡(luò)搜尋健康信息的意愿會(huì)更強(qiáng)烈， 他們在搜尋過程中更容易產(chǎn)生積極情緒（St. Hilaire， 2016）， 且能積極應(yīng)對搜尋過程中可能產(chǎn)生的感知不確定性等負(fù)面影響（Cao et al.， 2016; Deng amp; Liu， 2017; You amp; Cho， 2020）; 另一方面， 亦有研究發(fā)現(xiàn)低自我效能感是導(dǎo)致個(gè)體缺少健康信息搜尋行為的主要原因之一（Patel amp; Dowse， 2015）。然而， 也有研究呈現(xiàn)不同結(jié)果。部分研究發(fā)現(xiàn)自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的相關(guān)關(guān)系并不顯著（Lu et al.， 2007; Oh， 2016; Sun amp; Jiang， 2021）或負(fù)相關(guān)（Hall et al.， 2015; Muturi， 2020; So et al.， 2019）， 該部分研究認(rèn)為公眾的網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為主要受到互聯(lián)網(wǎng)接入程度、網(wǎng)絡(luò)健康信息信任、健康焦慮或健康風(fēng)險(xiǎn)感知等因素的影響， 自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為之間的聯(lián)系并不緊密?？傮w上， 已有研究關(guān)于自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的相關(guān)關(guān)系值從?0.10到0.71均有報(bào)告， 二者的相關(guān)關(guān)系方向和關(guān)系強(qiáng)度都存在較大差異。因此， 自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的相關(guān)關(guān)系究竟如何， 是否受到樣本特征、研究背景、測量工具等因素的影響， 這些問題都有待進(jìn)一步探討?；诖耍?為了解決該領(lǐng)域的爭議， 得出更為全面、準(zhǔn)確的結(jié)論， 本研究采用元分析方法探討自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的關(guān)系， 以及可能影響二者關(guān)系的調(diào)節(jié)因素， 為進(jìn)一步深入研究公眾的網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為提供一般性證據(jù)支持。

1.1" 自我效能感的概念和測量

自我效能感（Self-efficacy）是指個(gè)體對實(shí)現(xiàn)既定目標(biāo)所需能力的信念感知， 被認(rèn)為是人類動(dòng)機(jī)和行為的基礎(chǔ)（Bandura， 1977; Bandura， 1997）。自我效能感包括特定自我效能感（Task-special self- efficacy）和一般自我效能感（General self-efficacy）。特定自我效能感理論認(rèn)為， 在不同情境和任務(wù)下， 人類行動(dòng)需要的技能千差萬別， 自我效能感是個(gè)體對完成特定任務(wù)所需能力的自我信念感知（Bandura， 1997）。與特定自我效能感相比， 部分研究則認(rèn)為人類存在應(yīng)對不同環(huán)境挑戰(zhàn)或面對新事物時(shí)的一般自我效能感（Chen et al.， 2001; Schwarzer et al.， 1997）， 這種一般性的自我效能感是通過個(gè)體過去各種成功和失敗經(jīng)驗(yàn)所獲得的總體信念， 是一種穩(wěn)定的、不跟隨情境和任務(wù)變化的個(gè)人能力感知（Sherer et al.， 1982）。

回顧文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)， 基于網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋情境下， 特定自我效能感主要包括網(wǎng)絡(luò)自我效能感和健康自我效能感。使用最廣泛的網(wǎng)絡(luò)自我效能感量表由Eastin和LaRose （2000）開發(fā)， 該量表借助8個(gè)題項(xiàng)（如“我有信心使用互聯(lián)網(wǎng)收集數(shù)據(jù)”）評(píng)估個(gè)體對其使用互聯(lián)網(wǎng)完成各項(xiàng)任務(wù)的整體能力判斷; Lee等人（2008）開發(fā)的健康自我效能感量表由5個(gè)題項(xiàng)組成（如“我相信我能對我的健康有積極的影響”）， 用于評(píng)估個(gè)體對管理自身健康能力的信念感知; 除此之外， 為了適應(yīng)不同健康信息搜尋任務(wù)的需要， 一些研究還開發(fā)了慢性疾病自我效能感量表（Lorig et al.， 2001）、癌癥自我效能感量表（Wolf et al.， 2005）等。最早有關(guān)一般自我效能感的量表由Sherer等人（1982）編制， 該量表包含17個(gè)題項(xiàng)， 主要測量個(gè)體在計(jì)劃制定、工作執(zhí)行以及面對困難和失敗時(shí)的能力信念; 目前使用最廣泛的一般自我效能感的測量工具是由Chen等人（2001）開發(fā)的NGSE量表（New General Self-Efficacy Scale）， 該量表包含8個(gè)題項(xiàng)， 用來測量個(gè)體在各類情境下的一般自我效能感知; 此外， Schwarzer和Jerusalem （1995）開發(fā)適用于德國、西班牙、中國個(gè)體的一般自我效能感量表， 也是被廣泛使用的量表之一（Schwarzer et al.， 1997）。表1 列出了自我效能感的測量取向和代表性量表。

從概念內(nèi)涵來看， 特定自我效能感比一般自我效能感更加強(qiáng)調(diào)情境和任務(wù)差異對個(gè)體能力感知的重要性; 從使用頻率來看， 多數(shù)研究主要根據(jù)所需的研究情境編制特定的自我效能感量表， 僅少量研究使用一般自我效能感量表探討其對網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的影響（金帥岐 等， 2020; Sun amp; Jiang， 2021）; 從測量效果來看， 已有研究發(fā)現(xiàn)特定自我效能感比一般自我效能感能更好地預(yù)測特定情境和任務(wù)下個(gè)體的行為表現(xiàn)， 而一般自我效能感則可以對個(gè)體在一般情況下的反應(yīng)傾向做出普遍性預(yù)測， 其適用性更為廣泛（Chen et al.， 2001; 陸昌勤 等， 2004）。綜上所述， 雖然特定自我效能感和一般自我效能感在概念內(nèi)涵、使用頻率和測量效果上存在一定差異， 但彼此相互補(bǔ)充， 共同揭示了自我效能感的復(fù)雜含義。

1.2" 網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的概念和測量

網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為是指個(gè)體基于互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境所開展一系列與健康相關(guān)的信息搜尋活動(dòng)?；仡櫼酝嚓P(guān)研究發(fā)現(xiàn)， 國內(nèi)外研究主要通過測量個(gè)體的搜尋意愿、搜尋頻率和時(shí)長、搜尋經(jīng)歷等來評(píng)估其網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為。（1）搜尋意愿。搜尋意愿主要測量個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)搜尋健康信息的意愿程度， 如Deng和Liu （2017）通過3個(gè)題項(xiàng)測量個(gè)體的社交媒體健康信息搜尋意愿。（2）搜尋頻率和時(shí)長。一種是通過問卷獲取被試人員的網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋頻率， 如Renahy等人（2010）編制的單個(gè)題項(xiàng)量表（“在過去的12個(gè)月里， 您使用互聯(lián)網(wǎng)搜索健康信息或建議的頻率有多高？”）; 另一種則是實(shí)時(shí)跟蹤和記錄被試人員在某一時(shí)間段內(nèi)的網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋時(shí)長（Hong， 2006; Rains amp; Tukachinsky， 2015）。（3）搜尋經(jīng)歷。代表性的測量工具由Kontos等人（2014）開發(fā)， 該量表包含12個(gè)題項(xiàng)， 主要測量個(gè)體在過去使用互聯(lián)網(wǎng)獲取健康信息的情況。從上述三類測量指標(biāo)來看， 目前有關(guān)網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的測量內(nèi)容差別較大， 測量標(biāo)準(zhǔn)尚未統(tǒng)一， 測量工具也較為分散， 關(guān)于直接測量個(gè)體的網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋頻率和搜尋經(jīng)歷與間接測量個(gè)體的網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋意愿是否會(huì)產(chǎn)生不同的測量結(jié)果等方面的研究較少， 三類指標(biāo)的測量效果有待進(jìn)一步研究。

1.3" 自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的關(guān)系

有關(guān)自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為關(guān)系的研究主要有三種觀點(diǎn)：第一種觀點(diǎn)認(rèn)為二者正相關(guān)， 自我效能感是個(gè)體網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的重要預(yù)測因素; 第二種觀點(diǎn)認(rèn)為兩者不存在相關(guān)性， 自我效能感不會(huì)對個(gè)體的網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為產(chǎn)生直接影響; 第三種觀點(diǎn)認(rèn)為二者關(guān)系在不同風(fēng)險(xiǎn)感知水平會(huì)呈現(xiàn)不同方向的相關(guān)性， 當(dāng)個(gè)體處在高風(fēng)險(xiǎn)感知水平時(shí)， 自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為呈負(fù)相關(guān)。

第一種觀點(diǎn)認(rèn)為自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為存在顯著正相關(guān)關(guān)系。1988年， Rosenstock等人將自我效能感因素引入健康信念模型， 該理論模型認(rèn)為自我效能感和感知嚴(yán)重性、感知易感性、感知有益性等因素會(huì)共同影響個(gè)體健康行為改變（Rosenstock et al.， 1988）。根據(jù)健康信念模型， 當(dāng)人們在日常生活中遇到健康相關(guān)問題時(shí)， 只有當(dāng)個(gè)體感到自己有能力（自我效能）克服所面臨的健康危險(xiǎn)， 他們才會(huì)進(jìn)一步采取相應(yīng)行動(dòng)來保護(hù)自身健康（Champion amp; Skinner， 2008）。在互聯(lián)網(wǎng)情境中， 由于搜尋健康信息面臨掌握網(wǎng)絡(luò)搜索技能、辨別虛假信息等諸多挑戰(zhàn)（Swire-Thompson amp; Lazer， 2019）， 高自我效能感水平的個(gè)體往往能夠更加積極地應(yīng)對復(fù)雜的搜尋任務(wù)， 努力克服搜尋過程中遇到的挑戰(zhàn)（Hong， 2006）， 從而更易產(chǎn)生積極的網(wǎng)絡(luò)健康信息尋求動(dòng)機(jī)（St.Hilaire， 2016）。也就是說， 當(dāng)個(gè)體的自我效能感水平越高， 他們對自身通過互聯(lián)網(wǎng)獲取健康信息的能力感知也就更強(qiáng)， 因此在行動(dòng)上也會(huì)更加積極地利用網(wǎng)絡(luò)搜尋自身所需的健康信息（Cao et al.， 2016; Deng amp; Liu， 2017; 周培宇 等， 2022）。與此同時(shí)， 相關(guān)橫向和縱向研究也均發(fā)現(xiàn)自我效能感能夠正向預(yù)測網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為（Arif et al.， 2020; Mou et al.， 2016; Yang amp; Wu， 2020）， 支持了二者的正相關(guān)關(guān)系。

第二種觀點(diǎn)認(rèn)為自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的相關(guān)關(guān)系不顯著。信息搜尋綜合模型（Comprehensive model of information seeking）認(rèn)為， 信息載體因素（特征和效用）決定了個(gè)體對健康信息搜尋渠道的選擇和使用， 自我效能感等健康信念因素會(huì)對信息載體因素產(chǎn)生影響， 但并不會(huì)直接影響個(gè)體的健康搜尋行為（Johnson amp; Meischke， 1993）。在網(wǎng)絡(luò)信息搜尋情境中， 相關(guān)橫向研究支持了信息搜尋綜合模型的觀點(diǎn)， 研究發(fā)現(xiàn)自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為相關(guān)關(guān)系不顯著（Lu et al.， 2007; Hale， 2011; Sun amp; Jiang， 2021）。相關(guān)研究認(rèn)為， 人口學(xué)統(tǒng)計(jì)因素（如教育背景、社會(huì)地位）和互聯(lián)網(wǎng)接入程度才是真正影響公眾開展網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的決定因素（Hale， 2011; Oh， 2016）。

第三種觀點(diǎn)認(rèn)為自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的相關(guān)關(guān)系并不穩(wěn)健， 二者關(guān)系在不同風(fēng)險(xiǎn)感知水平會(huì)呈現(xiàn)不同方向的相關(guān)性。風(fēng)險(xiǎn)感知態(tài)度框架（Risk perception attitude framework）認(rèn)為風(fēng)險(xiǎn)感知是預(yù)測個(gè)體采取預(yù)防行為最重要的影響因素， 自我效能感與個(gè)體行為的關(guān)系受到風(fēng)險(xiǎn)感知的影響（Rimal amp; Real， 2003）。相關(guān)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)感知水平較低時(shí)， 自我效能感可以正向預(yù)測個(gè)體的網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋意愿和行為; 但當(dāng)個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)感知水平較高時(shí)， 自我效能感水平低的個(gè)體反而會(huì)更頻繁地進(jìn)行信息搜尋活動(dòng)（So et al.， 2019）。部分研究認(rèn)為， 當(dāng)個(gè)體處在“高風(fēng)險(xiǎn)、低效能”的情境時(shí)， 他們往往會(huì)產(chǎn)生更多的心理焦慮， 并且期望通過掌握更多的健康信息的方式來緩解這些焦慮感， 從而產(chǎn)生強(qiáng)烈的健康信息搜尋動(dòng)機(jī)， 因此， 當(dāng)個(gè)體的自我效能感水平越低， 網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為反而越頻繁（Turner et al.， 2006）。

綜上所述， 第一種觀點(diǎn)既有健康信念模型的理論支持， 且得到了多數(shù)相關(guān)橫向和縱向研究的檢驗(yàn)（Cao et al.， 2016; Deng amp; Liu， 2017; Lim et al.， 2011; Oh et al.， 2013; Yang amp; Wu， 2020）， 而第二種和第三種觀點(diǎn)在適用情境方面尚存在學(xué)術(shù)分歧。一方面， 有研究在信息搜尋綜合模型的理論框架下得出自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為呈正相關(guān)而非不相關(guān)的驗(yàn)證結(jié)果（Rains， 2008）， 部分研究也認(rèn)為該理論模型在互聯(lián)網(wǎng)情境中的解釋力度不太理想（Hartoonian et al.， 2014）; 另一方面， 由于風(fēng)險(xiǎn)感知態(tài)度框架主要考察的是公眾對特定健康信息（如癌癥信息）的搜尋行為， 該理論能否打破特定搜尋情境， 有效預(yù)測個(gè)體的一般性健康信息搜尋行為， 也還有待進(jìn)一步考證（Zhang et al.， 2020）。基于此， 本文提出假設(shè)1：自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為存在正相關(guān)。

1.4" 自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為關(guān)系的調(diào)節(jié)變量

元分析調(diào)節(jié)變量的選取主要有兩條路徑， 一是參考以往的元分析文獻(xiàn)， 二是參考與本研究相關(guān)的影響因素研究（曾昭炳， 姚繼軍， 2020）。一方面， 社會(huì)文化會(huì)對人們的情緒和信念產(chǎn)生影響， 并塑造人們的行為（王潔 等， 2013）， 以往相關(guān)研究亦發(fā)現(xiàn)自我效能信念和健康信息搜尋行為均會(huì)受到個(gè)體所處社會(huì)文化的影響（Bandura， 1986; Yi et al.， 2012）; 另一方面， 此前的元分析研究認(rèn)為， 樣本特征和概念測量方法都可能直接影響變量之間的相關(guān)關(guān)系（Eisenberg amp; Miller， 1987; Wang amp; Goh， 2017）。因此， 本文歸納的調(diào)節(jié)變量包括：文化背景層面的個(gè)體主義?集體主義文化因素， 樣本特征層面的性別和被試健康狀況因素， 概念測量方法層面的自我效能感和網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋的測量指標(biāo)因素。

1.4.1" 文化背景

個(gè)體主義?集體主義文化背景差異可能影響自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的關(guān)系。Bandura （1986）表示， 自我效能感在一定程度上是社會(huì)建構(gòu)的， 這種個(gè)體信念的形成會(huì)因社會(huì)文化差異而有所不同。多數(shù)研究認(rèn)為， 具有個(gè)體主義文化背景的公眾的自我效能感水平要普遍高于具有集體主義文化背景的公眾（Ahn et al.， 2016; Mahat et al.， 2014; Schwarzer et al.， 1997）。一項(xiàng)跨國研究發(fā)現(xiàn)， 在個(gè)體主義文化偏向的國家， 自我效能感對公眾采取預(yù)防H1N1流感的行為意愿的預(yù)測能力要強(qiáng)于集體主義文化偏向的國家（Cho amp; Lee， 2015）。與此同時(shí)， 也有研究發(fā)現(xiàn)不同國家公眾的網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為同樣存在跨文化差異， 在集體主義文化偏向的國家， 公眾的網(wǎng)絡(luò)健康搜尋策略和頻率與個(gè)體主義文化偏向的國家不盡相同（Morahan-Martin， 2004）?；诖?， 本文提出假設(shè)2：文化背景調(diào)節(jié)自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的關(guān)系， 具體而言， 個(gè)體主義文化偏向越高， 二者的相關(guān)關(guān)系越強(qiáng)。

1.4.2" 樣本特征

性別可能影響自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的關(guān)系。一方面， 自我效能感對個(gè)體健康行為的影響存在性別差異， 與男性相比， 自我效能感對女性開展健身行為的正向影響更強(qiáng)（Poomsrikaew et al.， 2012）， 女性日常的健康行為活動(dòng)對促進(jìn)她們使用網(wǎng)絡(luò)搜尋健康信息的積極影響也比男性更高（Jaafar et al.， 2017）。另一方面， 女性對使用互聯(lián)網(wǎng)獲取健康信息的態(tài)度比男性更加樂觀（Bidmon， amp; Terlutter， 2015）， 她們的網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋頻率也明顯高于男性（Lagoe amp; Atkin， 2015; Manierre， 2015; 劉德寰， 王袁欣， 2020）。以此推測， 當(dāng)個(gè)體在日常生活中遇到健康問題時(shí)， 自我效能感高的女性個(gè)體則越有可能使用互聯(lián)網(wǎng)獲取健康信息?；诖?， 本文提出假設(shè)3：性別調(diào)節(jié)自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的關(guān)系， 具體而言， 在女性群體中， 二者的相關(guān)關(guān)系更強(qiáng)。

被試的健康狀況可能會(huì)影響自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的關(guān)系。一方面， 患病群體與健康狀況較好的群體的網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為存在顯著差異， 患病群體會(huì)更頻繁地利用網(wǎng)絡(luò)搜索特定的健康信息， 并積極參與在線健康交流（Baumann et al.， 2017; Houston amp; Allison， 2002; Nikoloudakis et al.， 2018）。另一方面， 在患病群體中， 高自我效能感的患者通常比低自我效能感的患者更加積極地通過各類渠道獲取健康信息和開展自我健康管理（Kim amp; Yu， 2010; Yoo et al.， 2011）。也就是說， 在日常生活中， 由于患病群體通過網(wǎng)絡(luò)搜尋健康信息的頻率高于健康群體， 如果研究被試均為患病人群， 其自我效能感和網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的相關(guān)性可能會(huì)高于健康群體。基于此， 本文提出假設(shè)4：被試健康狀況調(diào)節(jié)自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的關(guān)系， 具體而言， 在患病群體中， 二者的相關(guān)關(guān)系更強(qiáng)。

1.4.3" 測量指標(biāo)

自我效能感的測量指標(biāo)可能會(huì)調(diào)節(jié)自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的關(guān)系。特定自我效能感理論認(rèn)為， 在不同情境和任務(wù)下， 人類行動(dòng)需要的技能千差萬別， 因此， 不同的自我效能感對個(gè)體行為的預(yù)測程度也會(huì)不同（Bandura， 1997）。已有元分析發(fā)現(xiàn)， 一般自我效能感和特定自我效能感能夠顯著調(diào)節(jié)自我效能感與個(gè)體心理健康的關(guān)系（李松 等， 2019）。在信息搜尋領(lǐng)域， 相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)自我效能感比一般自我效能感對個(gè)體的網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)信息搜尋行為的預(yù)測程度更高（Ding amp; Er， 2018）。此外， 相關(guān)研究還發(fā)現(xiàn)健康自我效能感和網(wǎng)絡(luò)自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的相關(guān)關(guān)系值存在差異（Lagoe amp; Atkin， 2015; Lee amp; Hawkins， 2016）?；诖?， 本文提出假設(shè)5：自我效能感測量指標(biāo)調(diào)節(jié)自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的關(guān)系。

網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的測量指標(biāo)可能會(huì)調(diào)節(jié)自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的關(guān)系。通過梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)， 網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的測量指標(biāo)維度和題項(xiàng)內(nèi)容均有較大差異， 相關(guān)研究或測量公眾的網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋意愿（Deng amp; Liu， 2017; Lin et al.， 2015）， 或搜尋頻率（Bernadas amp; Jiang， 2018; Cao et al.， 2016）， 或過往的搜尋經(jīng)歷（Oh et al.， 2013; 周培宇 等， 2022）， 不同測量指標(biāo)的研究結(jié)果也存在差異?；诖耍?本文提出假設(shè)6：網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為測量指標(biāo)調(diào)節(jié)自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的關(guān)系。

2" 研究方法

2.1" 文獻(xiàn)檢索與篩選

首先， 在中文數(shù)據(jù)庫中（中國知網(wǎng)期刊和碩博學(xué)位論文數(shù)據(jù)庫、萬方期刊和碩博學(xué)位論文數(shù)據(jù)庫、維普期刊數(shù)據(jù)庫和百度學(xué)術(shù)庫）搜索篇名或摘要中包含關(guān)鍵詞“健康或癌癥或疾病或飲食或艾滋病或疫苗信息搜尋” “健康或癌癥或疾病或飲食或艾滋病或疫苗信息搜索” “健康或癌癥或疾病或飲食或艾滋病或疫苗信息查詢” “健康或癌癥或疾病或藥物或艾滋病或疫苗信息獲取”與“自我效能感” “自我效能信念”的文獻(xiàn); 其次， 在英文數(shù)據(jù)庫中（Web of Science核心數(shù)據(jù)庫、ProQuest、EBSCO、Elsevier、Springer Online Journals、SAGE Online Journals、Google Scholar）將關(guān)鍵詞“health/cancer/HIV/ diet/medicine/nutrition/disease/vaccine information seeking” “search health/cancer/HIV/diet/medicine/ nutrition/disease/vaccine information” “access to health/cancer/HIV/diet/medicine/nutrition/disease/vaccine information”分別與“self-efficacy” “efficacy belief” “perceived efficacy”搭配， 檢索篇名或摘要中包含此類關(guān)鍵詞的文獻(xiàn); 此外， 為避免遺漏， 對健康心理與行為研究相關(guān)的知名期刊進(jìn)行人工篩選， 并在文獻(xiàn)查閱過程中進(jìn)行文獻(xiàn)補(bǔ)查。最近一次文獻(xiàn)更新時(shí)間為2022年4月11日。文獻(xiàn)篩選流程圖見圖1。

2.2" 文獻(xiàn)編碼與質(zhì)量評(píng)估

首先， 本研究根據(jù)張亞利等（2019）編制的元分析文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)價(jià)量表對所納入的文獻(xiàn)進(jìn)行質(zhì)量評(píng)估。評(píng)估標(biāo)準(zhǔn)為：（1）被試的選取。隨機(jī)選取計(jì)2分， 非隨機(jī)選取計(jì)1分， 未報(bào)告計(jì)0分。（2）數(shù)據(jù)有效率。數(shù)據(jù)有效率在0.9及以上計(jì)2分， 介于0.8～0.9之間計(jì)1分， 0.8以下及未報(bào)告的計(jì)0分。（3）測量工具的內(nèi)部一致性信度。信度在0.8及以上計(jì)2分， 介于0.7～0.8之間計(jì)1分， 0.7以下及未報(bào)告的計(jì)0分。（4）刊物級(jí)別。按級(jí)別CSSCI （含擴(kuò)展版）及SSCI期刊 gt; 北大核心期刊 gt; 普通期刊及未公開發(fā)表的論文分別計(jì)2分、1分和0分。最終計(jì)算每條文獻(xiàn)的總分， 介于0～10之間， 得分越高表明文獻(xiàn)質(zhì)量越好。文獻(xiàn)評(píng)價(jià)過程由2位評(píng)分者獨(dú)立完成， 兩者編碼完成后計(jì)算評(píng)價(jià)者一致性Kappa值為0.92。根據(jù)Kappa值的判斷標(biāo)準(zhǔn)：0.40～0.59之間為一致性好， 在0.60～0.74之間為相當(dāng)好， 0.75及以上為一致性非常好（Orwin， 1994）， 本研究中兩名評(píng)分者的一致性達(dá)到了較高水平。

對納入的每項(xiàng)研究根據(jù)以下特征進(jìn)行編碼：作者、出版年份、相關(guān)系數(shù)、被試人數(shù)、被試所在國家（地區(qū)）、個(gè)體主義指數(shù)、男性比例、被試健康狀況、自我效能感測量指標(biāo)、網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋測量指標(biāo)、文獻(xiàn)質(zhì)量。文獻(xiàn)編碼遵循以下原則：（1）納入文獻(xiàn)為關(guān)于自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋關(guān)系的實(shí)證研究， 排除質(zhì)性研究、綜述研究以及元分析研究; （2）每個(gè)獨(dú)立樣本編碼一次， 如果同一篇文獻(xiàn)包含多個(gè)獨(dú)立樣本， 則分別對應(yīng)進(jìn)行獨(dú)立編碼; （3）研究報(bào)告了元分析所需的r值， 或報(bào)告了可以轉(zhuǎn)化為r值的單因素方差分析的F值、獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)的t值、獨(dú)立性檢驗(yàn)的χ2值， 或一元線性回歸分析的β值[r = ] （Peterson amp; Brown， 2005）; （4）若研究為縱向研究， 則選取首次測量結(jié)果進(jìn)行編碼; （5）若同一研究同時(shí)測量了多個(gè)變量指標(biāo)， 則按照公式""（Hunter amp;"Schmidt， 2004）， 對單個(gè)研究中的多個(gè)效應(yīng)值進(jìn)行合并， 獲得一個(gè)總體效應(yīng)值。該過程由兩位編碼者獨(dú)立完成， 最終獲得兩份編碼結(jié)果， 最終計(jì)算編碼一致性為93%。針對兩份結(jié)果中編碼不一致情況， 兩位編碼者通過查看原始文獻(xiàn)， 進(jìn)行討論統(tǒng)一編碼結(jié)果。最終編碼情況見表2。

2.3" 文獻(xiàn)納入與質(zhì)量評(píng)估

本研究共納入研究44項(xiàng)（含45個(gè)獨(dú)立樣本， 46個(gè)效應(yīng)值， 21912名被試）， 包括期刊論文36篇， 會(huì)議論文1篇， 碩博學(xué)位論文7篇。其中中文文獻(xiàn)7篇， 英文文獻(xiàn)37篇， 時(shí)間跨度為2006～2022年。本研究的文獻(xiàn)質(zhì)量得分的均值是7分， 高于理論均值（5分）， 其中9個(gè)效應(yīng)值的文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)分低于理論均值， 約占效應(yīng)值總數(shù)的20%， 此類文獻(xiàn)對研究結(jié)果的影響需要謹(jǐn)慎對待。

2.4" 發(fā)表偏差控制及檢驗(yàn)

發(fā)表偏差（Publication bias）是指已經(jīng)發(fā)表的研究不足以代表研究總體而引發(fā)的偏差（Wolfgang， 2007）。由于顯著的結(jié)果更容易被發(fā)表（Rothstein et al.， 2005）， 單個(gè)研究無法避免抽樣偏差， 以及開展元分析的研究人員文獻(xiàn)檢索不夠全面等多方面因素都會(huì)導(dǎo)致發(fā)表偏差問題。因此， 為了保證元分析的有效性， 本研究在文獻(xiàn)篩選過程中不僅納入了已出版的期刊和會(huì)議論文， 同時(shí)還納入了未出版的學(xué)位論文， 一定程度上控制了發(fā)表偏差對研究結(jié)果的干擾。此外， 為了保證研究的可靠性， 本研究將采用漏斗圖（Funnel Plot）、經(jīng)典失安全系數(shù)（Classica fail-safe N）和剪補(bǔ)法（Trim and Fill）來評(píng)估發(fā)表偏差（丁鳳琴， 陸朝暉， 2016）。

2.5" 模型選擇與數(shù)據(jù)處理

元分析的效應(yīng)值估計(jì)包括固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型， 固定效應(yīng)模型假定用于元分析的每一個(gè)研究都具有相同的真實(shí)效應(yīng)值， 隨機(jī)效應(yīng)模型假定不同研究擁有不同的真實(shí)效應(yīng)值（Hedges amp; Vevea， 1998）。本研究采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行效應(yīng)值估計(jì)主要出于兩方面考慮：一方面， 通過梳理自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)， 不同研究很難從完全同質(zhì)的樣本中進(jìn)行抽樣; 另一方面， 本研究認(rèn)為自我效能感和網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的測量指標(biāo)等因素可能對兩者的關(guān)系產(chǎn)生影響。此外， 本研究還通過異質(zhì)性檢驗(yàn)對隨機(jī)效應(yīng)模型選擇的擬合度進(jìn)行驗(yàn)證。

在數(shù)據(jù)處理階段， 本研究采用相關(guān)系數(shù)r作為效應(yīng)值指標(biāo)， 使用軟件Comprehensive Meta- Analysis Version 3.0進(jìn)行元分析主效應(yīng)檢驗(yàn)和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。本研究中調(diào)節(jié)變量涉及：（1）連續(xù)調(diào)節(jié)變量。包括每項(xiàng)研究所在地的個(gè)體主義文化指數(shù)和被試男性占總被試數(shù)比例。（2）分類調(diào)節(jié)變量。包括每項(xiàng)研究中報(bào)告的被試健康狀況（患病群體和健康群體）; 自我效能感測量指標(biāo)（包括健康自我效能感、網(wǎng)絡(luò)自我效能感、其他自我效能感）; 網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為測量指標(biāo)（結(jié)合測量工具的名稱和內(nèi)容分為搜尋頻率和時(shí)長、搜尋意愿、搜尋經(jīng)歷三種）。當(dāng)變量為連續(xù)調(diào)節(jié)變量， 則采用元回歸分析考察結(jié)果是否顯著; 當(dāng)變量為分類調(diào)節(jié)變量， 則采用亞組分析檢驗(yàn)結(jié)果是否顯著。

3" 研究結(jié)果

3.1" 發(fā)表偏差檢驗(yàn)

漏斗圖顯示， 效應(yīng)值較為集中在圖形上方且均勻分布于均值兩側(cè); 經(jīng)典失安全系數(shù)結(jié)果表明， 納入研究的46項(xiàng)效應(yīng)值整合結(jié)果顯著， 其對應(yīng)的效應(yīng)值為36.62， 雙尾p值小于0.001， 結(jié)果顯示是至少需要6017未發(fā)表研究才能使得當(dāng)前結(jié)果變?yōu)椴伙@著; 剪補(bǔ)法結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 向右側(cè)添加8項(xiàng)研究后， 相關(guān)系數(shù)r = 0.31， 95% CI為[0.26， 0.39]， 結(jié)果顯著。修正后的效應(yīng)值略高于矯正前的效應(yīng)值（r = 0.27）， 但兩者僅相差0.04。以上結(jié)果均表示本研究發(fā)表偏差問題較少， 效應(yīng)值具有較高的穩(wěn)定性。

3.2" 異質(zhì)性檢驗(yàn)

本研究對納入的效應(yīng)量進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)， 檢驗(yàn)采用隨機(jī)效應(yīng)模型是否恰當(dāng)， 以及是否需要進(jìn)一步進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。檢驗(yàn)結(jié)果表明， Q值為1036.43 （p lt; 0.001）， I2值為95.66%。依據(jù)I2 gt; 75%表明研究間具有實(shí)質(zhì)性差異標(biāo)準(zhǔn)（Borenstein et al.， 2009）， 該數(shù)據(jù)結(jié)果表明本研究選擇隨機(jī)效應(yīng)模型比固定效應(yīng)模型更合適。本結(jié)果也提示不同研究間的估計(jì)值差異可能受到了一些潛在變量干擾， 因此有必要進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。

3.3" 主效應(yīng)檢驗(yàn)

采用隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的相關(guān)強(qiáng)度， 結(jié)果顯示兩者的相關(guān)系數(shù)為0.27， 95%的置信區(qū)間為[0.21， 0.33]， 不包含0。本研究中自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的相關(guān)系數(shù)介于0.2～0.3之間， 參照相關(guān)系數(shù)大小的解釋標(biāo)準(zhǔn)：r = 0.1為低相關(guān)， r = 0.2為中等相關(guān)， r = 0.3為強(qiáng)相關(guān)（Gignac amp; Szodorai， 2016）， 可以認(rèn)為二者存在中等正相關(guān)關(guān)系。通過敏感性分析發(fā)現(xiàn)， 排除任意一個(gè)樣本后的效果量 r值在0.258～0.278之間浮動(dòng)。根據(jù)文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)分結(jié)果， 刪除低于5分的8個(gè)效應(yīng)值后（見表2）， 對結(jié)果重新進(jìn)行估計(jì)， 發(fā)現(xiàn)自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的效果值r = 0.30， p lt; 0.001。以上結(jié)果表明本研究結(jié)果具有較高的穩(wěn)定性。

3.4" 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

利用元回歸分析和亞組分析檢驗(yàn)調(diào)節(jié)變量對自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的關(guān)系是否有顯著影響， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）元回歸分析（46個(gè)效應(yīng)值）結(jié)果表明， 個(gè)體主義指數(shù)對效應(yīng)值的回歸系數(shù)顯著（b = ?0.0024， z = ?2.77， 95%的置信區(qū)間為[?0.0041， ?0.0007]， p = 0.0057 lt; 0.05）， 在集體主義文化中自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為相關(guān)關(guān)系更強(qiáng)。 （2）性別對自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著。元回歸分析（44個(gè)效應(yīng)值）結(jié)果表明， 被試男性占比對效應(yīng)值的回歸系數(shù)不顯著（b = 0.16， z = 0.86， 95%的置信區(qū)間為[?0.21， 0.53]， p = 0.39 gt; 0.05）， 性別對自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為相關(guān)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。（3）被試健康狀況對自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為相關(guān)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。亞組分析結(jié)果（42個(gè)效應(yīng)值）顯示， 其Q值（組間）為5.16， p lt; 0.05， 相較于健康群體， 患病群體中自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的相關(guān)系數(shù)更高。（4）自我效能感測量指標(biāo)對自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。亞組分析（30個(gè)效應(yīng)值）顯示， 其Q值（組間）為3.81， p gt; 0.05， 結(jié)果不顯著。（5）網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋測量指標(biāo)對自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。亞組分析（45個(gè)效應(yīng)值）顯示， 其Q值（組間）為4.02， p gt; 0.05， 結(jié)果不顯著。亞組分析詳細(xì)結(jié)果見表3。

4" 討論

4.1" 自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的關(guān)系

本研究采用元分析方法從整體上對自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行了估計(jì)， 對檢索后獲得的44項(xiàng)研究進(jìn)行了系統(tǒng)分析， 研究結(jié)果表明二者存在中等程度的正相關(guān)關(guān)系。該結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)1， 支持了健康信念模型的觀點(diǎn)， 未支持信息搜尋綜合模型和風(fēng)險(xiǎn)感知態(tài)度框架的觀點(diǎn)。研究結(jié)果也澄清了自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的相關(guān)性大小方面爭論， 說明自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的關(guān)系密切， 結(jié)果支持了目前多數(shù)研究結(jié)論（Lim et al.， 2011; Oh et al.， 2013; Pask amp; Rawlins， 2016; Zhang et al.， 2020）， 未支持不相關(guān)或負(fù)相關(guān)研究結(jié)果（Lu et al.， 2007; Muturi， 2020; So et al.， 2019; Sun amp; Jiang， 2021）。

本研究支持了健康信念模型理論的觀點(diǎn)（Rosenstock et al.， 1988）， 表明自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為存在正相關(guān)關(guān)系。本研究發(fā)現(xiàn)自我效能感對個(gè)體的網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為存在正向影響， 自我效能感水平越高的個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)開展健康信息搜尋的意愿會(huì)更強(qiáng)， 搜尋行為也越頻繁， 研究結(jié)果增強(qiáng)了在網(wǎng)絡(luò)社會(huì)中健康信念模型理論對個(gè)體信念與健康行為關(guān)系的解釋力度。具體而言， 一方面， 自我效能感水平較高的個(gè)體往往具備更強(qiáng)的健康意識(shí)（Lee， 2019）， 在日常生活中， 他們會(huì)更加積極地通過各種途徑獲取健康建議（Hong， 2011）。由于互聯(lián)網(wǎng)涵蓋各類健康信息資源（Hu amp; Shyam Sundar， 2010）， 因此， 當(dāng)公眾對從互聯(lián)網(wǎng)獲取健康信息的自我效能感知水平越高， 他們更可能將互聯(lián)網(wǎng)作為獲取健康信息的主要途徑（Lagoe amp; Atkin， 2015）; 另一方面， 由于高自我效能感的個(gè)體對互聯(lián)網(wǎng)的感知有用性和感知易用性會(huì)更強(qiáng)（Lim et al.， 2011; Zhang et al.， 2017）， 網(wǎng)絡(luò)有用性和易用性感知水平提升也會(huì)促進(jìn)他們積極使用互聯(lián)網(wǎng)開展健康信息搜尋活動(dòng)（Basnyat"et al.， 2018; Kim amp; Park， 2012）。此外， 社會(huì)認(rèn)知理論認(rèn)為， 成功經(jīng)驗(yàn)是促進(jìn)個(gè)體自我效能感提升的最主要的途徑（Bandura， 1997）， 當(dāng)個(gè)體通過互聯(lián)網(wǎng)成功獲取到各類健康信息， 這種親身經(jīng)驗(yàn)會(huì)提升他們對自身健康的控制感， 促進(jìn)自我效能感知水平的提升（Jiang amp; Liu， 2020; Oh et al.， 2013）。因此， 自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為是否存在積極的交互影響關(guān)系， 有待未來研究進(jìn)一步探討。

本研究未能支持信息搜尋綜合模型的觀點(diǎn)（Johnson amp; Meischke， 1993）。部分研究認(rèn)為， 由于信息搜尋綜合模型是在傳統(tǒng)媒體背景下被提出來的， 該理論模型主要考察了個(gè)體健康相關(guān)信念因素對健康信息搜尋行為的影響， 但忽略了個(gè)體在媒介使用層面相關(guān)信念因素的作用， 其在網(wǎng)絡(luò)社會(huì)中的解釋力度并不理想（Hartoonian et al.， 2014）。因此， 有研究在傳統(tǒng)信息搜尋綜合模型的基礎(chǔ)上引入了媒介層面的網(wǎng)絡(luò)自我效能信念因素， 研究發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)個(gè)體面臨一些具有挑戰(zhàn)性的搜索任務(wù)時(shí)， 網(wǎng)絡(luò)自我效能感水平較高的用戶更容易找到高質(zhì)量的健康信息（Hong， 2006）， 網(wǎng)絡(luò)自我效能感能夠正向影響個(gè)體的網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為， 二者存在顯著正相關(guān)關(guān)系（Rains， 2008; Basnyat et al.， 2018）， 這一結(jié)果未能支持信息搜尋綜合模型假設(shè)自我效能感與健康信息搜尋行為不相關(guān)的觀點(diǎn)。因此， 在互聯(lián)網(wǎng)情境下， 未來研究有必要對傳統(tǒng)的信息搜尋綜合模型進(jìn)行拓展和修正， 檢驗(yàn)媒介相關(guān)自我效能感與健康相關(guān)自我效能感對個(gè)體的網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為是否存在差異影響。

本研究也未能支持風(fēng)險(xiǎn)感知態(tài)度框架的觀點(diǎn)（Rimal amp; Real， 2003）。實(shí)際上， 此前的多項(xiàng)研究也得出了矛盾的結(jié)果。部分研究支持了風(fēng)險(xiǎn)感知態(tài)度框架的假設(shè)（So et al.， 2019; Sullivan et al.， 2008）， 但同樣也有研究驗(yàn)證假設(shè)不成立（Pask amp; Rawlins， 2016; Zhao amp; Cai， 2009）。出現(xiàn)這一差異的原因可能是不同研究探討的健康信息類型有所不同。一方面， 相關(guān)研究表示， 風(fēng)險(xiǎn)感知對健康信息搜尋行為的影響需要在特定信息搜尋情境下探討， 在特定情境（如癌癥信息）中， 當(dāng)個(gè)體感知到特定的健康風(fēng)險(xiǎn)（如癌癥風(fēng)險(xiǎn)）時(shí)， 他們會(huì)更加主動(dòng)地尋求特定的健康信息（如預(yù)防癌癥的信息） （Kahlor， 2010）。然而， 在日常生活中， 公眾除了會(huì)獲取特定的健康風(fēng)險(xiǎn)信息， 還會(huì)產(chǎn)生養(yǎng)生保健、運(yùn)動(dòng)健身等其他多種健康信息需求。研究發(fā)現(xiàn)， 在有關(guān)酗酒信息的搜尋情境中， 風(fēng)險(xiǎn)感知態(tài)度框架理論的假設(shè)未能得到驗(yàn)證（Grasso amp; Bell， 2015）。另一方面， 也有研究發(fā)現(xiàn)， 無論在何種風(fēng)險(xiǎn)感知水平下， 自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為均存在正相關(guān)關(guān)系（Pask amp; Rawlins， 2016）。因此， 未來研究需要系統(tǒng)地探討和解釋， 在不同類別的健康信息搜尋情境中風(fēng)險(xiǎn)感知對自我效能感的影響效果， 以進(jìn)一步明確風(fēng)險(xiǎn)感知態(tài)度框架理論的適用邊界。

4.2" 自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋的調(diào)節(jié)效應(yīng)

本研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)， 自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為關(guān)系的密切程度受到了其它因素的影響：

文化背景對自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的調(diào)節(jié)作用顯著， 假設(shè)2得到部分支持。本研究結(jié)果表明， 文化背景能夠調(diào)節(jié)自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的關(guān)系， 集體主義文化偏向越高， 二者的相關(guān)關(guān)系越強(qiáng)， 這與此前的研究假設(shè)有所不同。這一結(jié)果可能與本研究納入文獻(xiàn)的地區(qū)分布有關(guān)。在本研究納入的文獻(xiàn)中， 偏向集體主義文化的研究多在發(fā)展中國家， 偏向個(gè)體主義文化的研究多在發(fā)達(dá)國家。以納入文獻(xiàn)數(shù)量占比較多的中國和美國為例， 雖然中國的互聯(lián)網(wǎng)普及率已超過70% （中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心， 2022）， 但醫(yī)療和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與美國相比還有一定差距。美國居民通常將專業(yè)醫(yī)療保健人員（如家庭醫(yī)生）作為他們獲取健康信息的首要來源（Somera et al.， 2016）， 但由于中國醫(yī)療資源相對緊張且分配不均， 居民在獲取醫(yī)療資源方面依然面臨“看病難、看病貴”的挑戰(zhàn)， 健康相關(guān)的互聯(lián)網(wǎng)使用對中國公眾尤為重要（Hao， 2015; Jing et al.， 2013）。與此同時(shí)， 此前研究發(fā)現(xiàn)， 雖然個(gè)體主義文化偏向國家的公眾自我效能感水平要普遍高于集體主義文化偏向國家的公眾， 但在集體主義文化偏向國家， 自我效能感對個(gè)體行為的預(yù)測效果更佳（Klassen， 2004）。對多數(shù)集體主義文化偏向的發(fā)展中國家的公眾而言， 由于國家醫(yī)療水平尚處于較低狀態(tài)， 居民線下就醫(yī)成本相對較高， 因此， 當(dāng)公眾對從互聯(lián)網(wǎng)獲取健康信息的自我效能感知水平越強(qiáng)， 他們也就會(huì)越愿意將即時(shí)、便捷且低成本的互聯(lián)網(wǎng)渠道作為獲取健康信息的主要來源。

性別對自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的調(diào)節(jié)作用不顯著， 未支持假設(shè)3， 說明二者關(guān)系可能存在跨性別的穩(wěn)定性。出現(xiàn)這一結(jié)果可能有兩方面的原因：一方面， 盡管女性比男性使用互聯(lián)網(wǎng)搜尋健康信息的頻率更高， 但這一現(xiàn)象可能是由男女的社會(huì)角色分工差異引起的。由于在生活上， 女性通常是家庭各個(gè)成員的健康管理者; 在工作上， 社會(huì)健康護(hù)理相關(guān)職業(yè)的從業(yè)者也以女性居多， 因此， 出于家庭和工作需要， 女性往往比男性擁有更多的健康信息需求， 她們的健康信息搜尋頻率也就越高（Lagoe amp; Atkin， 2015）; 另一方面， 研究發(fā)現(xiàn)女性主要使用健康論壇、博客和搜索引擎獲取健康信息， 但男性更熱衷通過應(yīng)用軟件搜尋健康相關(guān)信息， 男性比女性表現(xiàn)出更高水平的移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)使用能力（Bidmon amp; Terlutter， 2015）。因此， 由于男女社會(huì)分工角色和網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋策略的差異， 自我效能感可能并不是引起男性和女性出現(xiàn)網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為差異的主要因素。

被試健康狀況對自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的調(diào)節(jié)作用顯著， 假設(shè)4得到支持， 結(jié)果表明在患病群體中， 兩者的相關(guān)關(guān)系更強(qiáng)。與健康個(gè)體不同， 患有某種或多種疾病的個(gè)體對自身健康更為關(guān)注， 擁有更多健康信息需求（Lambert amp; Loiselle， 2007）， 當(dāng)患病群體的自我效能感水平越高， 在強(qiáng)信息需求的驅(qū)動(dòng)下， 他們開展網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋的頻率也會(huì)越高（Deng amp; Liu， 2017）。然而， 面對當(dāng)前網(wǎng)絡(luò)健康信息質(zhì)量普遍不高的現(xiàn)狀（Daraz et al， 2019）， 患者通過互聯(lián)網(wǎng)搜尋健康信息可能會(huì)加劇他們的健康焦慮（趙燁 等， 2019）， 進(jìn)而誘發(fā)網(wǎng)絡(luò)疑病癥等消極后果（Zheng et al.， 2021）。因此， 這也啟示健康醫(yī)療從業(yè)人員和媒體從業(yè)者， 一方面， 可以針對不同的患者群體開展相關(guān)健康知識(shí)講座， 幫助他們提升自我效能感水平， 促進(jìn)患者群體有效利用互聯(lián)網(wǎng)獲取健康信息; 另一方面， 要改善現(xiàn)有的網(wǎng)絡(luò)健康信息環(huán)境， 為公眾提供高質(zhì)量的健康信息， 規(guī)避劣質(zhì)信息對公眾產(chǎn)生的負(fù)面影響。

自我效能感和網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的測量指標(biāo)對自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著， 假設(shè)5和假設(shè)6未得到支持。這可能是因?yàn)橛脩舻木W(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為需要調(diào)動(dòng)多項(xiàng)能力， 本研究考察的網(wǎng)絡(luò)自我效能感和健康自我效能感都在一定程度上影響了個(gè)體的網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為（Deng amp; Liu， 2017; Lagoe amp; Atkin， 2015; Oh et al.， 2013; You amp; Cho， 2020）。此外， 從計(jì)劃行為理論的角度來看， 由于直接測量個(gè)體行為較難實(shí)施和把握， 因此通過測量行為意圖更可能發(fā)現(xiàn)影響個(gè)體行為的內(nèi)外部因素（Kwan amp; Bryan， 2010; Schifter amp; Ajzen， 1985）。本研究發(fā)現(xiàn)， 直接測量個(gè)體的網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋頻率和經(jīng)歷， 與通過測量個(gè)體搜尋意圖間接預(yù)測搜尋行為沒有顯著差異， 同樣支持了計(jì)劃行為理論的觀點(diǎn)。

總體而言， 本研究對自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的元分析的理論和實(shí)踐意義主要體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：在理論上， 本研究發(fā)現(xiàn)自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為呈中等正相關(guān)， 初步澄清了健康信念模型、信息搜尋綜合模型和風(fēng)險(xiǎn)感知態(tài)度框架之間的學(xué)術(shù)分歧， 研究表明個(gè)體的網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為會(huì)同時(shí)受到媒介層面和健康層面的信念因素影響， 肯定了健康信念模型理論在網(wǎng)絡(luò)社會(huì)中的適應(yīng)性。同時(shí)， 本研究明確了自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的相關(guān)關(guān)系方向和關(guān)系強(qiáng)度， 為深入研究公眾的網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為提供了一般性證據(jù)支持。在實(shí)踐上， 本研究也啟示政府和健康醫(yī)療從業(yè)者， 可以通過開展網(wǎng)絡(luò)使用技能培訓(xùn)或組織健康科普知識(shí)講座等干預(yù)方式， 幫助公眾提升自我效能感水平， 促進(jìn)更多公眾利用互聯(lián)網(wǎng)獲取健康信息， 進(jìn)而有效發(fā)掘互聯(lián)網(wǎng)在提升公眾自主健康管理能力方面的潛能。

4.3" 研究不足和展望

本研究存在一些不足之處。首先， 由于亞組分析時(shí)個(gè)別亞組之間效應(yīng)值個(gè)數(shù)差異較大， 這可能會(huì)對結(jié)果產(chǎn)生一定的影響， 未來待資料豐富后可進(jìn)一步檢驗(yàn)本研究的亞組分析結(jié)果是否穩(wěn)健。其次， 由于當(dāng)前研究多探討青年群體的網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為， 對未成年和老年群體的相關(guān)實(shí)證研究較少， 因此本研究未能考察年齡對自我效能感和網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為關(guān)系的影響。最后， 由于當(dāng)下有關(guān)自我效能感和網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的測量工具非常分散， 難以滿足調(diào)節(jié)變量的分組標(biāo)準(zhǔn)， 本研究未探討測量工具是否會(huì)影響兩者的關(guān)系， 未來研究應(yīng)注重自我效能感和網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為測量工具的標(biāo)準(zhǔn)化， 避免測量誤差帶來的結(jié)果差異。同時(shí)， 未來也需要增加縱向研究和實(shí)驗(yàn)研究， 進(jìn)一步探討和明確自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的因果關(guān)系。

5" 結(jié)論

本文采用元分析方法探討自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的關(guān)系， 得出以下研究結(jié)論：（1）自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為存在中等正相關(guān)關(guān)系， 個(gè)體自我效能感水平越高， 使用互聯(lián)網(wǎng)搜尋健康信息的意愿越強(qiáng)， 搜尋頻率越高; （2）與個(gè)體主義文化相比， 在集體主義文化背景下自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的相關(guān)性更強(qiáng); （3）與健康被試相比， 患病被試的自我效能感與網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為的相關(guān)性更強(qiáng); （4）性別、自我效能感測量指標(biāo)、網(wǎng)絡(luò)健康信息搜尋行為測量指標(biāo)對二者相關(guān)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)均不顯著。

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Abstract： Numerous studies have discussed the relationship between self-efficacy and online health information seeking behavior， but the results were divergent. This meta-analysis was conducted to explore the strength and moderators of the relationship between self-efficacy and online health information seeking behavior. Through literature retrieval， a total of 46 independent effect sizes （44 studies， 21912 participants） were found within the criteria of the meta-analysis. Based on the characteristics of the studies， we selected the random-effects model. The main effect analysis indicated that there was a significant positive correlation between self-efficacy and online health information seeking behavior （r = 0.27， 95% CI = [0.21， 0.33]）. The subgroup analysis and meta-regression revealed that the relationship between self-efficacy and online health information seeking behavior was moderated by the health status of the participants and cultural background， but not by gender and the measurement indexes of self-efficacy and online health information seeking behavior. The results showed that self-efficacy is closely related to online health information seeking behavior， which initially clarified the academic arguments between the health belief model， the comprehensive model of information seeking and the risk perception attitude framework. In practice， we suggest that the governments and health care practitioners could help people improve the level of self-efficacy， thus encouraging more people to seek health information on the internet.

Keywords： self-efficacy， health information seeking， internet use， meta-analysis