• <tr id="yyy80"></tr>
  • <sup id="yyy80"></sup>
  • <tfoot id="yyy80"><noscript id="yyy80"></noscript></tfoot>
  • 99热精品在线国产_美女午夜性视频免费_国产精品国产高清国产av_av欧美777_自拍偷自拍亚洲精品老妇_亚洲熟女精品中文字幕_www日本黄色视频网_国产精品野战在线观看 ?

    在線健康信息用戶依從意愿的關(guān)鍵因素與組態(tài)路徑

    2024-10-08 00:00:00馮翠翠易明莫富傳
    現(xiàn)代情報 2024年10期

    關(guān)鍵詞: 在線健康信息; 用戶依從意愿; 需求者參與; 權(quán)變效應(yīng); 組態(tài)路徑

    DOI:10.3969 / j.issn.1008-0821.2024.10.011

    〔中圖分類號〕G252.0 〔文獻(xiàn)標(biāo)識碼〕A 〔文章編號〕1008-0821 (2024) 10-0126-16

    當(dāng)前, “互聯(lián)網(wǎng)+醫(yī)療健康” 模式快速發(fā)展。第53 次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計報告》顯示, 截至2023 年12 月, 我國在線醫(yī)療用戶規(guī)模已達(dá)4.14億人, 占網(wǎng)民整體的37.9%[1] 。面對“互聯(lián)網(wǎng)+醫(yī)療健康” 的全球趨勢和快速增長的用戶需求, 黨中央、國務(wù)院先后印發(fā)《“健康中國2030” 規(guī)劃綱要》《關(guān)于促進(jìn)“互聯(lián)網(wǎng)+醫(yī)療健康” 發(fā)展的意見》等政策, 強調(diào)要規(guī)范和推動“互聯(lián)網(wǎng)+醫(yī)療健康” 服務(wù)發(fā)展。在此背景下, 醫(yī)療健康信息服務(wù)的環(huán)境和渠道發(fā)生了顯著變化, 在線健康社區(qū)(Online HealthCommunities, OHCs)成為健康信息需求用戶獲取健康信息、醫(yī)生提供健康信息服務(wù)的重要方式。

    依從性是指患者在藥物服用、日常飲食、生活習(xí)慣改變等方面的行為與醫(yī)生的診斷和治療方案相一致的程度[2] 。在“互聯(lián)網(wǎng)+醫(yī)療健康” 模式下,健康信息需求用戶通過OHCs 尋求有關(guān)健康治療方案的信息, 醫(yī)生等醫(yī)療專業(yè)人員和其他用戶會對信息需求者病情進(jìn)行診斷并提供治療方案, 健康信息需求用戶對此采取的認(rèn)可態(tài)度和遵從行為, 即本文所探討的在線健康信息用戶依從。有關(guān)調(diào)查顯示,依從性高的患者往往表現(xiàn)出更好的健康結(jié)果、更低的死亡率, 并且會產(chǎn)生更低的醫(yī)療成本和醫(yī)療資源浪費[3] 。因此, 隨著慢性病變得更加普遍和醫(yī)療效果越來越依賴于患者的自我管理[4] , 提高健康信息需求用戶依從性對于提高在線健康信息服務(wù)有效性、改善治療效果具有重要作用。

    由于互聯(lián)網(wǎng)不良信息泛濫和OHCs 的開放性,健康信息用戶依從意愿和行為受諸多因素的影響,且各因素之間呈現(xiàn)復(fù)雜的相互作用和協(xié)調(diào)機制。本研究基于ELM 與TAM, 綜合考慮在線健康信息特征、用戶特征兩個維度的因素, 建立在線健康信息用戶依從意愿模型, 利用PLS-SEM 分析在線健康信息的論據(jù)質(zhì)量、來源可信度、信息有用性與易用性、信息類型等信息特征, 以及需求者參與和提供者競爭兩個方面的用戶特征對在線健康信息用戶依從意愿的影響機制, 并采用fsQCA 探討用戶依從意愿生成的組態(tài)路徑。

    1文獻(xiàn)綜述與理論基礎(chǔ)

    1.1依從性

    學(xué)界從健康信息特征、健康信息需求者、醫(yī)患關(guān)系或信息交互, 以及外在環(huán)境角度探討患者依從或健康信息采納的影響因素。從信息特征視角的研究認(rèn)為在線健康信息收集可能促進(jìn)患者更多地參與健康維護和護理[5] , 影響患者對醫(yī)生的信任和對治療的依從性[6] , 并主要關(guān)注信息質(zhì)量[7] 、信息來源可信度[8] 、信息有用性和信息滿意度[9] 對健康信息采納的影響。從健康信息需求者視角關(guān)注信任[10] 、患者疾病認(rèn)知和治療信念[11] 、決策偏好[12] 、自我效能[13] 和績效期望[14] 對健康信息采納或依從性的影響; 健康關(guān)注、感知風(fēng)險也顯著影響了用戶對在線健康信息的采納意向[15] , 績效期望對在線健康信息采納意愿也存在顯著的正向影響作用[16] 。從醫(yī)患關(guān)系或信息交互視角的研究主要關(guān)注醫(yī)患一致性[17] 、醫(yī)患溝通[18] 、協(xié)作和參與式?jīng)Q策[19] 對健康信息采納或患者依從性的影響。這些研究發(fā)現(xiàn), 醫(yī)生與患者之間的單向溝通本身并不能解決依從性問題[20],但醫(yī)患溝通可以通過多種機制提高患者依從性[21],有效的醫(yī)患信息交互有利于患者獲取健康信息、促進(jìn)患者依從性[22]。醫(yī)患關(guān)系或信息交互視角的研究還關(guān)注到感知信息不對稱對患者依從性有顯著影響[3],醫(yī)生和患者之間的知識差距也對提高患者依從性至關(guān)重要[23] 。有關(guān)外在環(huán)境視角的研究主要關(guān)注結(jié)構(gòu)性或功能性社會支持以及健康網(wǎng)站質(zhì)量和聲譽等外部因素的作用。研究發(fā)現(xiàn)社會支持顯著作用于依從性[24],情感支持對醫(yī)療保健信息采用的可能性具有積極影響[19],而健康網(wǎng)站質(zhì)量和聲譽通過患者對信息的感知質(zhì)量和滿意度的中介作用對患者依從性產(chǎn)生正向影響[9] 。此外, 研究發(fā)現(xiàn)感知信息支持[15] 、社會影響與促進(jìn)條件[25] 、感知行為控制與社會規(guī)范[16] 顯著影響用戶對在線健康信息的采納意向。

    1.2詳盡可能性模型

    詳盡可能性模型(ELM)最早由Petty R 等[26] 在關(guān)于消費者勸導(dǎo)路線的研究中提出, 認(rèn)為存在兩條基本的勸導(dǎo)途徑: 一條路線是基于對問題核心論點的深思熟慮, 另一條路線是基于說服情境中的外圍線索。ELM 使用“詳盡可能性”來表征人們選擇中心路線的概率[27] , 并根據(jù)詳盡可能性的高低將信息處理過程分為高投入的中心路徑和低投入的外圍路徑兩種模式, 且兩條路徑直接影響態(tài)度和行為變化, 不同的詳盡可能性也意味著兩條路線的不同重要性[28] 。其中, 中心路徑是指當(dāng)個人具有較高的動機和能力時, 會仔細(xì)評估與信息內(nèi)容質(zhì)量相關(guān)的各個方面,從而決定是否改變對事物的態(tài)度; 而邊緣路徑是指當(dāng)個人的動機和能力比較弱時, 由于滿足當(dāng)前認(rèn)知而不愿意耗費更多的精力對信息加以分析, 或?qū)π畔?nèi)容的真實性無法判斷而通過一些簡單的線索提示來決定信息的可信度。因此, 當(dāng)用戶具有較高的專業(yè)知識能力時, 用戶更會主要通過中心路徑去評價信息; 當(dāng)用戶具有較低的專業(yè)知識能力和動機時,用戶則更會通過邊緣路徑去評價信息[29] 。ELM 已被用于解釋互聯(lián)網(wǎng)信息使用[30] 、知識采用[31] 、在線評論采納[32] 和在線信息可信度評估[33] 等。

    1.3技術(shù)接受模型

    技術(shù)接受模型(TAM) 由學(xué)者Davis F D[34] 于1989 年提出, 主要用于分析用戶對信息技術(shù)或信息系統(tǒng)的使用意愿和行為, 并認(rèn)為感知有用和感知易用共同決定使用態(tài)度, 并最終決定行為意向和實際行動。其中, 感知有用性是使用某一特定系統(tǒng)時用戶所增加的工作績效, 感知易用性則是操作使用某種信息技術(shù)所付出的努力程度或難易程度[35] 。由于用戶對信息的采納與對技術(shù)的采納過程具有相似性, 技術(shù)接受模型在用戶信息評估、采納或使用意愿和行為相關(guān)研究中得到廣泛應(yīng)用。如基于TAM,張李義等[36] 探討了在線健康社區(qū)患者用戶使用意愿的影響, Zhao Y 等[37] 分析了在線健康社區(qū)服務(wù)用戶采納行為的影響因素, 蔣知義等[38] 研究了在線健康社區(qū)用戶信息共享行為影響因素。將TAM中的感知有用性和易用性等關(guān)鍵變量納入健康信息評估和采納的研究, 發(fā)現(xiàn)感知有用性與用戶健康信息提問意愿正相關(guān)[39] , 感知有用性和易用性對健康信息搜索行為有顯著正向影響[40-41] , 并且感知有用性是作用最大的因素[42] , 感知有用性和感知易用性也顯著正向影響健康信息采納意愿[7] 。

    1.4小結(jié)

    綜上所述, 以往研究從多個角度探討了影響患者依從性或健康信息采納的因素, 為本研究提供了理論依據(jù)。然而, 現(xiàn)有研究主要關(guān)注用戶對在線健康信息本身的“采納”,認(rèn)為在線健康信息的論據(jù)質(zhì)量和來源可信度僅通過信息有用性對采納施加影響, 而較少考慮健康信息在成本和技術(shù)上的易用性。此外, 在線健康社區(qū)的各種活動主要以群體研討的方式進(jìn)行, 有必要探討需求者參與程度和提供者競爭程度對用戶依從意愿的影響; 在線健康信息具有多源異構(gòu)和知識融合特征, 不同類型的健康治療方案信息是否對信息處理過程、各因素作用機制產(chǎn)生影響以及如何影響也是值得關(guān)注的問題。

    用戶通過在線健康社區(qū)搜尋健康信息是為了得到有用的信息以解決健康相關(guān)的問題, 只有當(dāng)用戶感知到獲取的信息對自身問題解決有價值時才會使用它。且如果不需要花費過多的時間成本就可以理解和執(zhí)行某類健康信息, 人們就會更愿意采用和執(zhí)行這種信息。由于醫(yī)療保健工作的專業(yè)性, 用戶評估在線健康信息有用性、易用性時, 需要具備動機、能力和認(rèn)知資源等條件, 并通過花費一定的精力去認(rèn)知、深度思考并做出判斷。可見, 在線健康信息有用性、易用性等價值評估和用戶依從符合ELM 和TAM 的邏輯機理, 將ELM 和TAM 結(jié)合使用能夠全面分析在線健康社區(qū)環(huán)境下高詳盡可能性的中心路徑(論據(jù)質(zhì)量)和低詳盡可能性的外圍路徑(信源可信度)對在線健康信息有用性、信息易用性以及用戶依從意愿產(chǎn)生的影響。

    此外, 現(xiàn)有研究較多采用單一方法, 如通過定性分析識別和分析影響因素, 通過定量研究方法測量各因素的影響程度, 但不同因素是否可以組合產(chǎn)生高水平的用戶依從意愿, 以及具體包括哪些組合路徑未引起足夠關(guān)注。本文探索采用融合PLS-SEM與fsQCA、定量與定性相結(jié)合的混合方法, 旨在獲得更可靠和深入的結(jié)論。

    2理論模型和研究假設(shè)

    2.1研究模型

    ELM指出, 影響信息處理路線的兩個重要因素是分析信息的動機和能力, 而信息類型、參與度、知識水平、理解方式、注意力分散、情緒和認(rèn)識思維是影響動機和能力的因素[26] 。TAM 則進(jìn)一步指出, 個人如何對信息所采取行動的一個關(guān)鍵方面是他們認(rèn)為信息在多大程度上是有用和易用的。文獻(xiàn)綜述發(fā)現(xiàn), 現(xiàn)有研究主要關(guān)注在線健康信息的論據(jù)質(zhì)量和來源可信度, 也越來越傾向于分析在線健康信息類型、信息需求者、信息提供者等外部變量。健康治療方案根據(jù)其發(fā)展?fàn)顩r可分為經(jīng)過多年臨床試驗證明是安全的成熟的保守治療方案和近年來出現(xiàn)的、比成熟療法更有效的新興治療方案。先前研究證實了個體在處理不同信息類型時依賴不同的路徑[43-44] , 保守和新興的在線健康信息對健康信息的感知質(zhì)量、滿意度、信任和患者依從性具有不同的影響[45-46] 。因此,不同信息類型對健康信息評估和用戶依從過程有重要影響, 應(yīng)探討其對信息處理路徑的影響。

    圖1顯示了本研究提出的概念模型,該模型結(jié)合了論據(jù)質(zhì)量(AQ)、來源可信度(SC)、信息有用性(IU)、信息易用性(IEU)和信息類型等在線健康信息特征, 以及需求者參與(RP) 和提供者競爭(PC)等用戶特征。其中, 論據(jù)質(zhì)量作為中心路線變量, 來源可信度作為外圍路線變量, 信息有用性和信息易用性為中介變量,在線健康信息用戶依從意愿為因變量。同時,參考ELM 中信息類型、參與度影響動機和能力的觀點, 將需求者參與程度、提供者競爭程度作為調(diào)節(jié)變量, 引入在線健康信息類型(新興與保守)這一變量探討其權(quán)變效應(yīng)。

    2.2研究假設(shè)

    2.2.1論據(jù)質(zhì)量和來源可信度的影響

    在線健康信息論據(jù)質(zhì)量是一種二階結(jié)構(gòu), 由健康信息媒體網(wǎng)站上信息的準(zhǔn)確性、相關(guān)性、可理解性、充分性和有用性的感知組成[47] 。就在線健康信息而言, 用戶訪問OHCs 時最關(guān)注的是其信息質(zhì)量, 用戶需要尋求有說服力的、高質(zhì)量的健康信息[48] 。但由于互聯(lián)網(wǎng)不良信息泛濫和OHCs 的開放性, 大多用戶也無法驗證所獲取信息的質(zhì)量、可信度、有用性, 患者在尋求健康醫(yī)療信息時可能獲得大量低價值甚至有害信息, 使健康信息尋求者感到困惑甚至受到危害。信息采納模型認(rèn)為, 信息質(zhì)量和來源等信息特征會影響人們感知的信息有用性[31],Han Y 等[49] 的研究也發(fā)現(xiàn), 在線健康信息的感知有用性可能受到信息特征以及人們對信息缺點和益處的看法的影響。即如果提供給信息需求者的在線健康信息不準(zhǔn)確或錯誤時, 可能會降低他們對信息有用性的感知程度, 反之則會增加他們對信息有用性的感知程度。此外, 信息易用性強調(diào)信息符合需求者的需求、與資源或條件相匹配, 以及達(dá)成特定目標(biāo)時所具有的有效性、效率和滿意度。以用戶為中心的高質(zhì)量的在線健康信息意味著信息應(yīng)易于理解、便于實施, 尤其是具備長期持續(xù)實施的可操作性?;诖?, 提出以下假設(shè):

    H1a: 在線健康信息的論據(jù)質(zhì)量與信息有用性顯著正相關(guān)

    H1b: 在線健康信息的論據(jù)質(zhì)量與信息易用性顯著正相關(guān)

    來源可信度是用戶認(rèn)為信息的來源是可靠和可信的[50] 。ELM 指出, 用戶也可能依賴外部線索做出判斷, 其中信息源的可信度往往是最重要的線索,可以觸發(fā)對信息可能內(nèi)容有效性的預(yù)期[51] 。由于OHCs 的開放性, 醫(yī)生、患者及其親屬等都可以提供醫(yī)療建議, 在線健康信息數(shù)量繁多、來源廣泛,當(dāng)用戶難以根據(jù)信息內(nèi)容快速而準(zhǔn)確地辨別信息價值或缺乏能力辨別信息真?zhèn)螘r, 往往基于信息源的專業(yè)性、權(quán)威性、可靠性以及吸引力等來判定信息價值[29,52] 。此外, 一般而言, 來源可信意味著信息提供者具有較強的專業(yè)性, 尤其是在具有高度專業(yè)性和技術(shù)性健康醫(yī)療領(lǐng)域, 能夠?qū)λ峁┑慕】抵委煼桨高M(jìn)行專業(yè)、全面、系統(tǒng)但又通俗易懂的說明, 以及具體實施過程中的操作性指導(dǎo), 這有助于信息需求者對健康治療方案信息的理解和實施。因此, 本文提出以下假設(shè):

    H2a: 在線健康信息的來源可信度與信息有用性顯著正相關(guān)

    H2b: 在線健康信息的來源可信度與信息易用性顯著正相關(guān)

    2.2.2 信息有用性和信息易用性的影響

    信息有用性指用戶對信息的價值和實用性的感知。用戶通過在線健康社區(qū)搜尋健康信息, 實質(zhì)上是為了從中獲得有益于解決其健康問題或健康疑惑的信息內(nèi)容或建議[53] 。信息有用意味著用戶能夠根據(jù)信息做出正確的決策, 如信息有用性顯著正向影響在線口碑信息接受意愿[54] 、社交媒體持續(xù)使用[55] 、在線購買意愿[56] 、數(shù)字圖書館使用[57] 以及移動醫(yī)療服務(wù)采納意愿[58] 等。即如果用戶認(rèn)為在線健康社區(qū)中的信息是有用的, 依從健康信息的意愿可能越大。感知易用性表示用戶在評估和執(zhí)行在線健康信息時對理解和辨別信息質(zhì)量需要付出努力程度的主觀判斷。信息易用性也是影響基于信息的態(tài)度或行為改變的重要因素, 如信息易用性與用戶的信息共享態(tài)度正相關(guān)[38,59-60] , 信息易用性會增強消費者使用社交媒體進(jìn)行交易的意愿[61] , 易用性也在公眾移動醫(yī)療采納意愿中具有顯著作用[62] 。

    由于醫(yī)療保健的專業(yè)性、長期性和高成本性, 用戶對治療方案的依從還需要考慮成本高低和技術(shù)可操作, 在線健康信息能否易于實施對于用戶依從尤為關(guān)鍵。因此, 本文提出以下假設(shè):H3a: 在線健康信息有用性與用戶依從意愿顯著正相關(guān)H3b: 在線健康信息易用性與用戶依從意愿顯著正相關(guān)進(jìn)一步地, 根據(jù)上文的研究假設(shè), 論據(jù)質(zhì)量和來源可信度能夠作用于信息有用性和信息易用性,而信息有用性和信息易用性又作用于用戶依從意愿,反映了信息有用性和信息易用性的中介工具價值。信息采納模型也強調(diào)了信息有用性在信息質(zhì)量、來源可信度與信息采納直接發(fā)揮中介作用[31] 。因此,本文提出以下假設(shè):

    H4a: 信息有用性在論據(jù)質(zhì)量對用戶依從意愿影響過程中起中介作用

    H4b: 信息有用性在來源可信度對用戶依從意愿影響過程中起中介作用

    H4c: 信息易用性在論據(jù)質(zhì)量對用戶依從意愿影響過程中起中介作用

    H4d: 信息易用性在來源可信度對用戶依從意愿影響過程中起中介作用

    2.2.3信息需求者參與和信息提供者競爭的影響

    ELM 認(rèn)為, 人們通過中心路徑和外圍路徑處理信息, 而態(tài)度的改變?nèi)Q于個人的動機和能力, 且參與度影響動機和能力[25] 。用戶參與是一種動機因素, 反映了用戶對所接收到的各類信息進(jìn)行認(rèn)知加工處理的努力程度[63] , 在信息需求者處理和回應(yīng)信息時發(fā)揮著重要作用[64],可以通過興趣或需求等個人因素或情境場合因素來影響基于信息獲取與處理的購買、持續(xù)使用、推薦等后續(xù)行為。Jin J等[19] 的研究認(rèn)為, 競爭積極地緩和了醫(yī)療保健信息來源的可信度和采用決定, 積極參與可以積極調(diào)節(jié)信息質(zhì)量、來源可信度和采用決策。在健康信息領(lǐng)域, 由于OHCs的開放性, 健康信息需求者積極參與和投入到在線健康信息瀏覽、搜索和評估以及做出依從決策過程中, 而信息提供者則相互競爭以提供、共享、研討、補充問題解決方案。需求者參與程度越高, 意味著用戶越有可能在客觀上的信息有用性和信息易用性的基礎(chǔ)上, 融入自身的健康需求、健康認(rèn)知、期望目標(biāo)和實施健康信息所具備的條件, 進(jìn)而進(jìn)一步提升信息有用性和信息易用性對用戶依從意愿的影響。而信息提供者競爭加劇, 意味著有多個用戶提供不同的健康治療方案, 或?qū)χ委煼桨高M(jìn)行補充、評論, 社區(qū)中將出現(xiàn)數(shù)量更多、內(nèi)容繁雜、甚至觀點各異的信息, 此時在線健康信息的有用性和易用性對于信息需求者做出依從決策更加重要。即信息需求者的參與和信息提供者之間的競爭加劇了用戶依從意愿與其前因之間的效應(yīng)。因此, 本文提出以下假設(shè):

    H5a: 信息需求者參與程度正向調(diào)節(jié)信息有用性對用戶依從意愿的影響

    H5b: 信息需求者參與程度正向調(diào)節(jié)信息易用性對用戶依從意愿的影響

    H5c: 信息提供者競爭程度正向調(diào)節(jié)信息有用性對用戶依從意愿的影響

    H5d: 信息提供者競爭程度正向調(diào)節(jié)信息易用性對用戶依從意愿的影響

    3實證研究設(shè)計

    3.1研究方法

    本文采用了融合PLS-SEM 與fsQCA 的混合方法。其中, PLS-SEM 可以評估幾個潛在因素之間的關(guān)系, 同時減少模型中的誤差[65] 。尤其是SmartPLS 應(yīng)用PLS-SEM 對結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行檢查和驗證,可以有效地計算潛在變量之間的路徑系數(shù)和顯著性水平,而不會對數(shù)據(jù)分布的形式和數(shù)量施加限制[66] 。本研究首先使用PLS-SEM 對在線健康信息用戶依從意愿的影響因素進(jìn)行驗證檢驗。

    雖然PLS-SEM 能夠?qū)Σ煌宰兞亢鸵蜃兞恐g的復(fù)雜關(guān)系提供系統(tǒng)和整體的解釋, 但PLS-SEM只能對特定變量之間的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗, 而不能對幾個變量相互組合產(chǎn)生影響的多種情況進(jìn)行分析[67] 。fsQCA 是一種以案例為導(dǎo)向的研究方法, 它以集合論和組態(tài)思維為基礎(chǔ), 將定性分析與定量分析有效地聯(lián)系起來, 從集合的角度分析各維度因素組合與結(jié)果之間的關(guān)系[68] 。與回歸分析相比,fsQ?CA 側(cè)重于產(chǎn)生某一結(jié)果的充分必要條件, 強調(diào)導(dǎo)致該結(jié)果的因素可能有多種組合, 并可獲得導(dǎo)致該結(jié)果的多種組合路徑以及不同因素組合對結(jié)果的凈影響, 這是PLS-SEM 無法做到的。鑒于影響在線健康信息用戶依從意愿的各因素之間呈現(xiàn)復(fù)雜的相互作用和協(xié)調(diào)機制, 且fsQCA 在分析多維因素的組態(tài)路徑具有諸多優(yōu)勢, 本文采用fsQCA 探討生成在線健康信息用戶依從意愿的組態(tài)路徑。

    3.2情景材料與問卷設(shè)計

    本文選用情景實驗的方法收集數(shù)據(jù), 因而設(shè)計了一個2(治療方案信息類型:保守治療方案與新興治療方案)?2(信息質(zhì)量:高與低)?2(來源可信度:高與低)的析因?qū)嶒灒?實驗所預(yù)設(shè)的情景是受試者普遍關(guān)注甚至親身經(jīng)歷的牙齒美白問題, 背景材料由知乎社區(qū)中的有關(guān)牙齒美白的問診、交流材料改編而來。情景材料界面遵循了知乎的格式, 頁面信息包括問題與答案內(nèi)容、回答者聲譽、答案的幫助性等信息, 并通過設(shè)置問題和答案來控制信息類型。對于高論據(jù)質(zhì)量組, 要求答案至少獲得100個贊同; 對于低論據(jù)質(zhì)量組, 要求少于20 個贊同。最后通過設(shè)置答案數(shù)、發(fā)表文章數(shù)和關(guān)注者數(shù)3 個特征的總和來操縱來源可信度: 對于高來源可信度組, 3 個特征值總和設(shè)置為≥200; 對于低來源可信度組, 3 個特征值總和設(shè)置為≤50。

    本實驗還采用李克特5 級量表法設(shè)計了一份包含模型結(jié)構(gòu)相關(guān)問題的問卷, 參考現(xiàn)有文獻(xiàn)并結(jié)合在線健康社區(qū)特征設(shè)置具體題項。

    3.3數(shù)據(jù)收集

    基于以上情景材料和調(diào)查問卷, 通過線上線下相結(jié)合的方式隨機邀請400名在校大學(xué)生參加本次情景實驗。在實驗過程中, 首先要求被試者閱讀情景中的信息內(nèi)容, 然后完成問卷, 最后共有323名受試者有效參加了本次實驗并完成問卷。表1顯示了樣本分布情況。

    4數(shù)據(jù)分析與討論

    4.1假設(shè)檢驗分析

    4.1.1信度與效度分析

    良好的信度和效度是評估量表質(zhì)量的重要指標(biāo)。如表2所示,本文兩組實驗所有變量的Cronbach’s α 值和CR值均大于指標(biāo)的建議值0.7,表明各項變量都具有良好的信度, 量表具有較高的可靠性;各變量的AVE 值均大于該指標(biāo)的建議值0.5,且每個變量題項的因子負(fù)荷均大于0.7,表明該模型具有良好的聚合效度。此外, 每個因子的AVE平方根值均大于該因子與其他因子的相關(guān)系數(shù)值,表明模型的區(qū)分效度良好。

    4.1.2競爭模型分析

    首先, 構(gòu)建無中介且無調(diào)節(jié)的簡單模型, 分別檢驗論據(jù)質(zhì)量、來源可信度對用戶依從意愿的直接效應(yīng), 即表5中的模型1。模型1顯示無論是保守治療方案, 還是新興治療方案, 兩個變量的路徑系數(shù)均較為顯著, 說明論據(jù)質(zhì)量、來源可信度對用戶依從意愿有直接效應(yīng)。

    其次,構(gòu)建中介模型,即構(gòu)建包含論據(jù)質(zhì)量、來源可信度對信息有用性和信息易用性,以及信息有用性和信息易用性對因變量用戶依從意愿的作用模型, 檢驗交互項系數(shù)是否顯著, 即表5 中的模型2。模型2顯示, 無論是保守治療方案, 還是新興治療方案, 論據(jù)質(zhì)量、來源可信度對信息有用性和信息易用性的路徑系數(shù)均顯著, 信息有用性和信息易用性對因變量用戶依從意愿的路徑系數(shù)也顯著, 說明信息有用性和信息易用性在論據(jù)質(zhì)量、來源可信度對用戶依從意愿的作用關(guān)系中發(fā)揮中介作用。

    最后, 在模型2的基礎(chǔ)上,構(gòu)建有中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)模型, 即表5中的模型3。將信息提供者競爭程度和信息需求者參與程度作為調(diào)節(jié)變量納入模型,進(jìn)一步分析信息提供者競爭程度、信息需求者參與程度分別對信息有用性、信息易用性和用戶依從意愿關(guān)系的影響。模型3 顯示, 無論是保守治療方案,還是新興治療方案, 信息需求者參與程度對信息有用性與用戶依從意愿關(guān)系的路徑系數(shù)顯著, 信息提供者競爭程度對信息易用性與用戶依從意愿關(guān)系的路徑系數(shù)顯著, 但信息需求者參與程度對信息易用性與用戶依從意愿關(guān)系的作用、信息提供者競爭程度對信息有用性與用戶依從意愿關(guān)系的作用路徑系數(shù)不顯著。因此, 將兩條不顯著的調(diào)節(jié)作用從模型3 中剔除, 得到模型4,該模型中各路徑系數(shù)均顯著。

    從4個模型看, 模型4的因變量解釋變異量R、預(yù)測相關(guān)性Q值均優(yōu)于其他模型, 表明模型4對于在線健康信息用戶依從意愿具有較佳的解釋力, 綜合檢驗中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)的模型4更適合本研究。基于模型4繪制路徑系數(shù)圖, 如圖2、圖3所示。

    4.1.3假設(shè)檢驗結(jié)果

    表5和圖2、圖3顯示,無論是保守治療方案,還是新興治療方案: 論據(jù)質(zhì)量、來源可信度對信息有用性和信息易用性均有顯著的正向作用, 假設(shè)H1a、H1b、H2a、H2b獲得支持; 信息有用性和信息易用性均顯著正向作用于用戶依從意愿,假設(shè)H3a、H3b獲得支持; 信息需求者參與程度對信息易用性與用戶依從意愿關(guān)系的調(diào)節(jié)作用、信息提供者競爭程度對信息有用性與用戶依從意愿關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著, 假設(shè)H5b和H5c未獲得支持。就保守治療方案而言, 信息需求者參與程度顯著正向調(diào)節(jié)信息有用性與用戶依從意愿之間的關(guān)系, 信息提供者競爭程度顯著負(fù)向調(diào)節(jié)信息易用性與用戶依從意愿之間的關(guān)系; 然而, 在新興治療方案中, 信息需求者參與程度顯著負(fù)向調(diào)節(jié)信息有用性與用戶依從意愿之間的關(guān)系, 信息提供者競爭程度顯著正向調(diào)節(jié)信息易用性與用戶依從意愿之間的關(guān)系, 這部分支持了假設(shè)H5a、H5d。

    雖然論據(jù)質(zhì)量與來源可信度可以分別對用戶依從意愿有直接影響, 但通過引入中介變量分析其影響機理將獲得更優(yōu)的結(jié)果。根據(jù)競爭模型中的模型4,對信息有用性和信息易用性在論據(jù)質(zhì)量、來源可信度與用戶依從意愿之間的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗,檢驗結(jié)果如表6所示。由表6 可知, 在兩種方案中,論據(jù)質(zhì)量均可通過信息有用性和信息易用性對用戶依從意愿產(chǎn)生顯著影響, 這支持了假設(shè)H4a、H4c;來源可信度也可以通過信息有用性和信息易用性對用戶依從意愿產(chǎn)生顯著作用, 假設(shè)H4b、H4d 也獲得支持。

    本文還關(guān)注在線健康信息類型的二分法——新興治療方案與保守治療方案,通過多群組分析探討不同在線健康信息類型的權(quán)變效應(yīng), 評估模型在不同樣本間是否相等或參數(shù)是否具有不變性[69],檢驗結(jié)果如表7所示。

    由表7可知, AQ→IU、AQ→IEU兩條路徑的系數(shù)差異分別為0.007、-0.102, 但差異不顯著(t=0.050,p=0.960;t =0.742,p =0.459), 這表明論據(jù)質(zhì)量對信息有用性、信息易用性的影響在不同信息類型之間不存在顯著差異。SC→IU、SC→IEU 兩條路徑的系數(shù)差異分別為0.029、-0.092, 但差異不顯著(t=0.210,p=0.834;t = 0.628, p= 0.530),這表明來源可信度對信息有用性、信息易用性的影響在不同信息類型之間不存在顯著差異。雖然IEU→UC路徑的系數(shù)差異不顯著(Δβ =0.145,t=1.277,p=0.203), 但IU→UC路徑的系數(shù)差異顯著(Δβ =-0.373,t=3.157,p=0.002), 這表明信息有用性對用戶依從意愿的影響在不同信息類型之間存在顯著差異, 而在信息易用性對用戶依從意愿的影響方面不存在顯著差異。對于RP?IU→UC、PC?IEU→UC 兩條路徑, 其路徑系數(shù)差異均不為0,且t 值大于1.96 并在5%的水平上顯著(Δβ =-0.697,t= 4 642,p = 0.000; Δβ = 0.675,t=3.833,p=0.000), 這表明信息需求者參與程度、信息提供者競爭程度的調(diào)節(jié)作用在不同信息類型之間存在顯著性差異。綜上, 信息類型在IU→UC、RP?IU→UC、PC?IEU→UC 路徑中存在權(quán)變效應(yīng)。

    4.2配置路徑分析

    4.2.1數(shù)據(jù)校準(zhǔn)

    數(shù)據(jù)校準(zhǔn)旨在將變量值校準(zhǔn)為0~1的模糊集隸屬度[70] 。由于定點校準(zhǔn)依賴于研究者根據(jù)經(jīng)驗或研究需要人為設(shè)定錨點, 主觀性較強[71]; 而利用公式進(jìn)行校準(zhǔn)相對客觀, 能保留更多數(shù)據(jù)信息[72] 。本文計算變量隸屬度MD如式(1) 所示:

    其中, X 表示指標(biāo)值, 數(shù)值上限X 等于指標(biāo)值的平均值與標(biāo)準(zhǔn)差的和, 數(shù)值下限X 等于平均值與標(biāo)準(zhǔn)差的差[73] 。本文將所有題項的平均值作為變量的唯一值, 然后利用式(1) 計算原始數(shù)據(jù)的隸屬度, 并對隸屬度小于1 的值加入0.001的常數(shù)[74],最終得到校準(zhǔn)后的變量值。

    4.2.2必要性分析

    對校準(zhǔn)后的變量進(jìn)行必要性分析, 結(jié)果如表8所示。所有自變量一致性均低于0.9,說明各變量均不能獨立解釋因變量, 無法構(gòu)成影響用戶依從意愿的必要條件。因此, 需要對影響變量進(jìn)行進(jìn)一步的組態(tài)分析, 綜合各因素對用戶依從意愿的組合型影響。

    4.2.3組態(tài)分析

    SEM 分析結(jié)果表明, 在線健康治療方案信息類型會影響信息處理過程, 也作用于各前因條件對用戶依從意愿的影響, 本部分將進(jìn)一步探討不同因素在不同信息類型下產(chǎn)生依從意愿的配置路徑, 結(jié)果如表9 所示。解決方案總一致性值分別為0.922、0.889和0.910,解決方案總覆蓋率分別為0.687、0.736和0.712,表明組合路徑的可靠性和穩(wěn)定性。

    對于保守治療方案, 存在3 種前因條件組合能夠產(chǎn)生用戶依從意愿。3條路徑的總一致性為0.922,總覆蓋度為0.687,表明3條路徑具有較強的解釋力和覆蓋率。來源可信度和信息有用性均出現(xiàn)在3條路徑中, 并在路徑1 和路徑2中作為核心條件,這表明了它們是產(chǎn)生依從意愿的關(guān)鍵要素。其他變量也在不同路徑中出現(xiàn), 反映了這些因素對于生成依從意愿的重要意義。其中, 路徑1表明, 在滿足論據(jù)質(zhì)量和來源可信度的基礎(chǔ)上, 通過信息有用性和信息易用性的中介作用, 能夠產(chǎn)生較強的依從意愿, 該路徑即為表5 中僅考慮中介效應(yīng)的模型2。該路徑也是最為普遍的路徑, 能夠解釋63.6%的案例。路徑2 表明, 受來源可信度影響, 用戶主要采取外圍路線對在線健康信息的有用性和易用性做出評估, 但一定程度的信息需求者參與程度也發(fā)揮調(diào)節(jié)作用, 進(jìn)而產(chǎn)生較強的依從意愿。路徑3 表明,論據(jù)質(zhì)量、來源可信度通過信息有用性的中介作用,以及需求者參與程度和提供者競爭程度的調(diào)節(jié)作用,能夠產(chǎn)生較強的依從意愿。路徑2和路徑3也進(jìn)一步反映了考慮中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)的模型4。

    對于新興治療方案,可以通過5 條多因素共同作用的配置路徑生成用戶依從意愿。5條路徑的總一致性為0.889,總覆蓋度為0.736,表明5條路徑也具有較強的解釋力和覆蓋率。論據(jù)質(zhì)量和信息有用性在3 條路徑中作為核心條件存在, 這表明了它們是產(chǎn)生依從意愿的關(guān)鍵要素。來源可信度、信息易用性和提供者競爭程度在2條路徑中作為核心條件存在, 反映了這些因素對于生成依從意愿的重要意義。其中, 論據(jù)質(zhì)量通過信息有用性作用于依從意愿構(gòu)成了路徑1; 論據(jù)質(zhì)量通過信息有用性和信息易用性作用于依從意愿構(gòu)成了路徑2,該路徑是最為普遍的路徑, 能夠解釋61.7%的案例; 路徑3 則反映了在只滿足信息有用性和信息易用性兩個直接的前因條件時也可以產(chǎn)生依從意愿; 路徑4代表的是信息有用性在論據(jù)質(zhì)量、來源可信度與依從意愿的影響關(guān)系之間發(fā)揮中介作用, 以及提供者競爭程度在信息有用性與依從意愿的影響關(guān)系之間發(fā)揮調(diào)節(jié)作用; 路徑5 表明, 來源可信度通過信息有用性的中介作用, 以及需求者參與程度和提供者競爭程度的調(diào)節(jié)作用, 能夠產(chǎn)生較強的依從意愿。

    4.3結(jié)論與討論

    本文在詳盡可能性模型和技術(shù)接受模型的基礎(chǔ)上構(gòu)建理論模型, 采用PLS-SEM 和fsQCA 相結(jié)合的混合研究方法, 探討在線健康信息用戶依從意愿的影響因素和生成機制, 研究發(fā)現(xiàn):1) 假設(shè)檢驗結(jié)果表明, 論據(jù)質(zhì)量、來源可信度對信息有用性和信息易用性均有顯著的正向作用,信息有用性和信息易用性均顯著正向作用于用戶依從意愿, 且信息有用性和信息易用性在論據(jù)質(zhì)量、來源可信度對用戶依從意愿的影響中發(fā)揮中介作用,信息需求者參與程度、信息提供者競爭程度也調(diào)節(jié)了信息有用性和信息易用性與用戶依從意愿之間的關(guān)系。這些結(jié)果符合信息采納模型關(guān)于信息質(zhì)量、信息來源與信息有用性之間的關(guān)系[31] , 佐證了健康信息質(zhì)量和信源可信度顯著正向影響感知有用性[7,41] ,以及競爭和參與積極調(diào)節(jié)信息質(zhì)量、來源可信度和采用決策等結(jié)論[19] , 也與從信息特征視角主要關(guān)注信息質(zhì)量、信息來源可信度和信息有用性對在線健康信息依從性影響的研究結(jié)論一致[3,5,8-9,75] 。信息有用性和信息易用性的引入和檢驗結(jié)果也與先前關(guān)于感知有用性和易用性顯著影響健康信息的提問意愿[39] 、搜索意圖與行為[40-42] 以及采納意愿[7] 等結(jié)論一致。研究結(jié)果表明, 良好的在線健康信息論據(jù)質(zhì)量、來源可信度是用戶依從意愿的重要基礎(chǔ), 支持在線健康信息是患者信息行為和依從的前因條件的結(jié)論,也支持信息有用性和信息易用性的中介工具假設(shè)、信息需求者參與和信息提供者競爭的調(diào)節(jié)工具假設(shè)。

    2) 權(quán)變效應(yīng)檢驗結(jié)果表明, 論據(jù)質(zhì)量、來源可信度對信息有用性和信息易用性的影響均在新興治療方案與保守治療方案之間不存在顯著性差異,信息易用性對用戶依從意愿的影響在新興治療方案與保守治療方案之間也不存在顯著性差異。但保守治療方案的信息有用性對用戶依從意愿的影響和信息需求者參與程度的調(diào)節(jié)作用顯著強于新興治療方案, 而新興治療方案的信息提供者競爭程度的調(diào)節(jié)作用則顯著強于保守治療方案。這與現(xiàn)有研究關(guān)于新興和成熟兩種在線健康信息搜索對信息感知質(zhì)量、信息滿意度以及用戶依從意愿表現(xiàn)出不同影響[10,45-46] , 以及一般意義上的信息類型對論據(jù)質(zhì)量、來源可信度、信息有用性、信息滿意度、羊群因素及信息采納有不同作用機制等結(jié)論相符[43-44] ,一定程度上反映了在線健康信息類型的權(quán)變效應(yīng), 尤其是體現(xiàn)在對用戶依從決策的直接前因條件和調(diào)節(jié)變量的影響上。

    3) 組態(tài)分析結(jié)果顯示, 并不存在能夠單獨產(chǎn)生用戶依從意愿的因素, 但各因素可以通過不同的組態(tài)路徑來生成用戶依從意愿。且論據(jù)質(zhì)量、來源可信度、信息有用性、信息易用性、接受者參與程度、提供者競爭程度等條件變量均可通過組配出現(xiàn)在在線健康信息用戶依從意愿的生成路徑中, 這支持了PLS-SEM假設(shè)檢驗的結(jié)論。其中, 對于保守治療方案, 用戶依從意愿存在3條生成路徑, 每條路徑至少包括4個條件, 各條件通過組配出現(xiàn)在該3 條路徑中的某條或多條, 且來源可信度和信息有用性均出現(xiàn)在3條路徑中, 作為路徑1 和路徑2中的核心條件存在, 表明保守治療方案的用戶依從意愿主要是由來源可信和信息有用驅(qū)動。對于新興治療方案, 用戶依從意愿的生成存在5條路徑, 每條路徑至少包括2個條件, 各條件通過組配出現(xiàn)在該5條路徑中的某條或多條, 且論據(jù)質(zhì)量分別在路徑1、路徑2和路徑4中作為核心條件存在, 提供者競爭程度則成為路徑4和路徑5中的核心條件, 說明新興治療方案的用戶依從意愿主要是由論據(jù)質(zhì)量和提供者競爭驅(qū)動的。不同類型治療方案的用戶依從意愿呈現(xiàn)不同的組態(tài)路徑, 這進(jìn)一步證明了在線健康信息類型的權(quán)變效應(yīng)。此外, 雖然假設(shè)檢驗顯示信息需求者參與程度對信息易用性與用戶依從意愿關(guān)系的調(diào)節(jié)作用、信息提供者競爭程度對信息有用性與用戶依從意愿關(guān)系的調(diào)節(jié)作用均不顯著, 但fsQCA組態(tài)分析表明, 信息需求者參與可以通過與來源可信度、信息有用性、信息易用性進(jìn)行組配生成用戶依從意愿(保守治療方案中的路徑2)。信息提供者競爭可以通過與論據(jù)質(zhì)量、來源可信度、信息有用性以及需求者參與進(jìn)行組配生成用戶依從意愿(保守治療方案中的路徑3), 或通過與來源可信度、信息有用性以及需求者參與進(jìn)行組配生成用戶依從意愿(新興治療方案中的路徑5)。fsQCA這些結(jié)果提供了更為深入的見解, 彌補了PLS-SEM 未能發(fā)現(xiàn)信息需求者參與、信息提供者競爭兩個因素作用機制的不足。

    5結(jié)語

    提高在線健康信息用戶依從意愿是提升在線健康信息服務(wù)有效性、改善治療效果的重要條件, 也是理論研究和實踐探索的重要課題。本研究旨在探討在線健康信息用戶依從意愿的影響因素和生成路徑, 對于后續(xù)開展理論研究、采取針對性實際實施具有一定的參考價值。本研究理論層面的意義在于基于詳盡可能性模型和技術(shù)接受模型, 提出一個研究模型并進(jìn)行實證分析, 從在線健康信息維度和用戶維度全面關(guān)注影響在線健康信息用戶依從意愿的因素, 有助于系統(tǒng)探討在線健康信息用戶依從意愿的影響機制。從研究方法論層面而言, 本研究的貢獻(xiàn)在于采用PLS-SEM 和fsQCA 相結(jié)合的混合研究方法, 探討在線健康信息用戶依從意愿的影響因素和生成機制。PLS-SEM 用于識別影響因素及其影響大小, 采用fsQCA 獲取不同在線健康治療方案下用戶依從意愿的配置路徑。綜合PLS-SEM 和fsQCA的混合研究方法, 為更好地了解在線健康信息用戶依從意愿的產(chǎn)生提供了一種有效的工具。

    本研究也具有一定的實踐指導(dǎo)意義: 由于不存在產(chǎn)生用戶依從意愿的單一充分條件, 各因素需要通過不同的配置路徑來生成高水平的用戶依從意愿,這為“互聯(lián)網(wǎng)+醫(yī)療健康”監(jiān)管者、OHCs建設(shè)者和在線健康信息提供者引導(dǎo)用戶生成并提高在線健康信息依從意愿提供了參考。其中, 保守治療方案的突出特征是技術(shù)成熟、方案繁多但參差不齊,且不具備特殊資質(zhì)或?qū)I(yè)知識的用戶也可以提供方案建議。因此, 為了引導(dǎo)用戶對保守治療方案生成更強的依從意愿, OHCs必須圍繞影響在線健康信息依從意愿的4個及以上條件做好充分的準(zhǔn)備, 尤其是保障在線健康信息的來源可靠、可信和有用性。由于新興治療方案帶來的高風(fēng)險性、模糊性和不確定性高于保守治療方案, 論據(jù)質(zhì)量、來源可信度、信息有用性、信息易用性、需求者參與、提供者競爭等條件變量可以通過更為復(fù)雜的配置機制出現(xiàn)在路徑中, 這導(dǎo)致了新興治療方案的用戶依從意愿有更為多樣的生成路徑。因此, 對于新興治療方案而言,為了實現(xiàn)更高的在線健康信息用戶依從意愿,既要重視論據(jù)質(zhì)量、來源可信度、信息有用性、信息易用性、信息類型等信息維度的治理, 還要構(gòu)建良好的需求者參與和提供者競爭環(huán)境, 以引導(dǎo)生成更強的用戶依從意愿。

    本文也存在一些局限。本研究主要從在線健康信息和參與者兩個維度構(gòu)建在線健康信息用戶依從意愿模型, 可能忽略了其他影響因素。未來的研究需要探索其他因素如何影響個體的認(rèn)知加工模式和用戶依從性。此外, 本文僅從在校大學(xué)生群體中收集數(shù)據(jù), 其他群體對于在線健康信息依從是否呈現(xiàn)不同的影響機制還未知。

    日韩欧美在线二视频| 亚洲精品一卡2卡三卡4卡5卡| 亚洲 国产 在线| 婷婷六月久久综合丁香| 亚洲欧美一区二区三区黑人| 成人国语在线视频| 亚洲成av人片在线播放无| 动漫黄色视频在线观看| 欧美黑人欧美精品刺激| 91国产中文字幕| 久久伊人香网站| 免费无遮挡裸体视频| 久久这里只有精品中国| 国产主播在线观看一区二区| 国产精品香港三级国产av潘金莲| 在线观看一区二区三区| 国产精品香港三级国产av潘金莲| 婷婷六月久久综合丁香| 中文字幕人妻丝袜一区二区| 亚洲国产欧美人成| 日日干狠狠操夜夜爽| 99久久精品国产亚洲精品| 国产探花在线观看一区二区| 少妇熟女aⅴ在线视频| 久久婷婷成人综合色麻豆| av中文乱码字幕在线| 一级毛片女人18水好多| 手机成人av网站| 国产精品1区2区在线观看.| 久久人妻av系列| 超碰成人久久| 一进一出抽搐动态| 日本 欧美在线| 91国产中文字幕| 丝袜人妻中文字幕| 黑人欧美特级aaaaaa片| 欧美 亚洲 国产 日韩一| 大型黄色视频在线免费观看| 露出奶头的视频| 99久久无色码亚洲精品果冻| 欧美成狂野欧美在线观看| 可以在线观看的亚洲视频| 热99re8久久精品国产| 人妻久久中文字幕网| 久久久久久久久免费视频了| 激情在线观看视频在线高清| 97碰自拍视频| 97人妻精品一区二区三区麻豆| 亚洲av电影在线进入| 久久亚洲真实| 在线观看免费午夜福利视频| 午夜激情福利司机影院| 色综合欧美亚洲国产小说| 久久国产精品人妻蜜桃| 在线观看舔阴道视频| 国产亚洲av高清不卡| 欧美+亚洲+日韩+国产| 亚洲国产看品久久| videosex国产| 一本久久中文字幕| 欧美另类亚洲清纯唯美| 国产片内射在线| 亚洲av中文字字幕乱码综合| 又紧又爽又黄一区二区| 亚洲精品一区av在线观看| 黄片小视频在线播放| 欧美性猛交黑人性爽| 免费人成视频x8x8入口观看| 亚洲人成电影免费在线| 国产麻豆成人av免费视频| 亚洲avbb在线观看| netflix在线观看网站| 黄色成人免费大全| 美女大奶头视频| 欧美黑人欧美精品刺激| 国模一区二区三区四区视频 | 九色成人免费人妻av| 男女之事视频高清在线观看| 99热6这里只有精品| 午夜福利成人在线免费观看| 国产午夜精品论理片| 又黄又粗又硬又大视频| 91字幕亚洲| 五月伊人婷婷丁香| 久久精品综合一区二区三区| 男插女下体视频免费在线播放| 97超级碰碰碰精品色视频在线观看| 久久精品91无色码中文字幕| 免费在线观看黄色视频的| 欧美中文日本在线观看视频| 国产99久久九九免费精品| 欧美乱码精品一区二区三区| 在线观看www视频免费| 两个人的视频大全免费| 国产精品一及| 精品免费久久久久久久清纯| 色尼玛亚洲综合影院| 国产亚洲精品一区二区www| 日本黄色视频三级网站网址| 日本 av在线| 亚洲一码二码三码区别大吗| 中文字幕精品亚洲无线码一区| 日本在线视频免费播放| 岛国在线观看网站| 99国产极品粉嫩在线观看| 国产精品,欧美在线| 男人的好看免费观看在线视频 | 日本 av在线| 亚洲五月天丁香| 国产高清videossex| 亚洲人成网站在线播放欧美日韩| 一二三四社区在线视频社区8| 在线观看日韩欧美| 无限看片的www在线观看| 97人妻精品一区二区三区麻豆| 69av精品久久久久久| 一卡2卡三卡四卡精品乱码亚洲| 色老头精品视频在线观看| 久久这里只有精品中国| 成人av在线播放网站| 日日摸夜夜添夜夜添小说| 又粗又爽又猛毛片免费看| 亚洲人成77777在线视频| 最新在线观看一区二区三区| 久热爱精品视频在线9| 国产av一区二区精品久久| 久久久精品欧美日韩精品| 日本一二三区视频观看| 成年免费大片在线观看| 天堂av国产一区二区熟女人妻 | 男女床上黄色一级片免费看| 免费看十八禁软件| 久久久久久久久免费视频了| 成人特级黄色片久久久久久久| 神马国产精品三级电影在线观看 | 老汉色av国产亚洲站长工具| av有码第一页| 国内精品久久久久久久电影| 久久精品综合一区二区三区| 一本久久中文字幕| 免费在线观看成人毛片| 国产视频内射| 中文字幕久久专区| 欧美精品啪啪一区二区三区| 在线观看舔阴道视频| 真人做人爱边吃奶动态| 在线观看舔阴道视频| 亚洲一区中文字幕在线| 国产精品一区二区精品视频观看| 老司机深夜福利视频在线观看| 香蕉久久夜色| 97碰自拍视频| 精品久久久久久,| 中文字幕人成人乱码亚洲影| 久久久国产欧美日韩av| 身体一侧抽搐| 久热爱精品视频在线9| 国产精品乱码一区二三区的特点| 国产亚洲精品综合一区在线观看 | 国产区一区二久久| 在线看三级毛片| 中出人妻视频一区二区| 亚洲第一欧美日韩一区二区三区| 亚洲国产精品久久男人天堂| 国产久久久一区二区三区| 国产人伦9x9x在线观看| 成人欧美大片| 欧美乱色亚洲激情| 久久精品人妻少妇| 18禁国产床啪视频网站| 这个男人来自地球电影免费观看| www.精华液| 无限看片的www在线观看| 午夜免费成人在线视频| 国产av不卡久久| 好男人在线观看高清免费视频| 成人18禁高潮啪啪吃奶动态图| www日本在线高清视频| 亚洲乱码一区二区免费版| 女生性感内裤真人,穿戴方法视频| 亚洲成a人片在线一区二区| 亚洲av五月六月丁香网| 九色成人免费人妻av| 国产成人aa在线观看| 精品国内亚洲2022精品成人| 夜夜看夜夜爽夜夜摸| 他把我摸到了高潮在线观看| 久久天躁狠狠躁夜夜2o2o| 精品欧美一区二区三区在线| 免费在线观看视频国产中文字幕亚洲| 国产一区二区在线观看日韩 | 免费电影在线观看免费观看| 麻豆国产97在线/欧美 | 人妻丰满熟妇av一区二区三区| 国产精品98久久久久久宅男小说| 欧美黑人精品巨大| a在线观看视频网站| xxx96com| 日韩中文字幕欧美一区二区| 国产蜜桃级精品一区二区三区| 母亲3免费完整高清在线观看| 免费看日本二区| 好看av亚洲va欧美ⅴa在| av中文乱码字幕在线| 天天添夜夜摸| 麻豆国产av国片精品| 中文字幕久久专区| 成人av一区二区三区在线看| 亚洲中文av在线| 99久久国产精品久久久| 精品久久久久久久人妻蜜臀av| 日韩欧美 国产精品| 久久久久久久午夜电影| 久久久久久久精品吃奶| 日本在线视频免费播放| 亚洲一区二区三区色噜噜| 亚洲国产精品sss在线观看| 性色av乱码一区二区三区2| 99久久国产精品久久久| 国产熟女xx| 欧美av亚洲av综合av国产av| 大型av网站在线播放| 精品日产1卡2卡| 99精品在免费线老司机午夜| ponron亚洲| 亚洲精品美女久久av网站| 日韩大码丰满熟妇| 天堂影院成人在线观看| 一边摸一边做爽爽视频免费| 国产精品一及| 中亚洲国语对白在线视频| 熟女少妇亚洲综合色aaa.| 国产激情欧美一区二区| 大型黄色视频在线免费观看| 天天添夜夜摸| 欧美成狂野欧美在线观看| 日本一本二区三区精品| 亚洲av五月六月丁香网| 少妇被粗大的猛进出69影院| tocl精华| 日韩大尺度精品在线看网址| 91字幕亚洲| 国产一区二区激情短视频| 成人av在线播放网站| 亚洲中文日韩欧美视频| 午夜影院日韩av| 欧美日韩亚洲综合一区二区三区_| 十八禁人妻一区二区| 九色国产91popny在线| 麻豆久久精品国产亚洲av| 亚洲熟妇中文字幕五十中出| 国内精品久久久久久久电影| 99国产精品一区二区三区| 五月伊人婷婷丁香| 又大又爽又粗| 国产精品永久免费网站| 久久久久久免费高清国产稀缺| 88av欧美| 国产成人av教育| 高清在线国产一区| 国产亚洲精品久久久久久毛片| 日韩欧美三级三区| 嫁个100分男人电影在线观看| 国产成人影院久久av| 中出人妻视频一区二区| 成人av一区二区三区在线看| 国产亚洲av嫩草精品影院| 国产探花在线观看一区二区| 18禁观看日本| 国内毛片毛片毛片毛片毛片| 美女扒开内裤让男人捅视频| 欧美 亚洲 国产 日韩一| 国产高清激情床上av| 久久久精品国产亚洲av高清涩受| 久久婷婷成人综合色麻豆| 亚洲aⅴ乱码一区二区在线播放 | 久久国产乱子伦精品免费另类| 99久久无色码亚洲精品果冻| 久久精品国产综合久久久| 日韩欧美三级三区| 国产人伦9x9x在线观看| 国产av一区二区精品久久| 成人国语在线视频| 国产av在哪里看| 青草久久国产| 日本成人三级电影网站| 国产高清有码在线观看视频 | 久久99热这里只有精品18| 成人国语在线视频| 精品人妻1区二区| 给我免费播放毛片高清在线观看| 免费无遮挡裸体视频| 叶爱在线成人免费视频播放| 亚洲av中文字字幕乱码综合| 黄色视频不卡| 黄色a级毛片大全视频| 在线观看一区二区三区| 婷婷丁香在线五月| 男女午夜视频在线观看| 在线看三级毛片| 黄色 视频免费看| 国产精品久久视频播放| 亚洲最大成人中文| 亚洲精品中文字幕一二三四区| 看黄色毛片网站| 深夜精品福利| 成人18禁高潮啪啪吃奶动态图| 色噜噜av男人的天堂激情| 中文字幕精品亚洲无线码一区| 亚洲中文字幕日韩| 麻豆av在线久日| 日韩精品中文字幕看吧| 亚洲九九香蕉| 99国产精品99久久久久| 床上黄色一级片| 亚洲天堂国产精品一区在线| 美女午夜性视频免费| 成年免费大片在线观看| 午夜福利在线在线| 国产成人av教育| 每晚都被弄得嗷嗷叫到高潮| 欧美人与性动交α欧美精品济南到| 亚洲专区国产一区二区| 国模一区二区三区四区视频 | 男女下面进入的视频免费午夜| 成年免费大片在线观看| 午夜福利18| 精品无人区乱码1区二区| 日本黄大片高清| 久久精品91无色码中文字幕| 麻豆成人av在线观看| 听说在线观看完整版免费高清| 制服人妻中文乱码| 精品乱码久久久久久99久播| 天堂影院成人在线观看| 亚洲成人国产一区在线观看| 成人18禁高潮啪啪吃奶动态图| 国产av一区二区精品久久| 一卡2卡三卡四卡精品乱码亚洲| 无遮挡黄片免费观看| 黄色片一级片一级黄色片| 妹子高潮喷水视频| 国产欧美日韩一区二区精品| 欧美日韩黄片免| 在线观看午夜福利视频| 亚洲成人免费电影在线观看| 毛片女人毛片| 亚洲精品中文字幕在线视频| 99在线视频只有这里精品首页| 亚洲电影在线观看av| 日韩高清综合在线| 动漫黄色视频在线观看| 1024手机看黄色片| 午夜福利高清视频| 操出白浆在线播放| 久久欧美精品欧美久久欧美| 非洲黑人性xxxx精品又粗又长| 日韩免费av在线播放| 一级作爱视频免费观看| 天天躁夜夜躁狠狠躁躁| 亚洲人与动物交配视频| 999久久久国产精品视频| 别揉我奶头~嗯~啊~动态视频| 妹子高潮喷水视频| 成人av在线播放网站| 我的老师免费观看完整版| 午夜精品在线福利| 色哟哟哟哟哟哟| 日本一二三区视频观看| 麻豆久久精品国产亚洲av| 精品欧美国产一区二区三| 精品国产超薄肉色丝袜足j| 黄片大片在线免费观看| 老汉色∧v一级毛片| 亚洲欧美日韩高清专用| 国产精品综合久久久久久久免费| 三级毛片av免费| 又粗又爽又猛毛片免费看| 黄色片一级片一级黄色片| 亚洲 国产 在线| 99久久国产精品久久久| 国产三级在线视频| 久久草成人影院| 亚洲欧美日韩无卡精品| 夜夜夜夜夜久久久久| 婷婷精品国产亚洲av在线| 亚洲欧美激情综合另类| 国产成人系列免费观看| 蜜桃久久精品国产亚洲av| 国产高清激情床上av| 成人18禁在线播放| 亚洲男人天堂网一区| 最新美女视频免费是黄的| 在线免费观看的www视频| 中文字幕最新亚洲高清| 十八禁网站免费在线| 免费观看精品视频网站| 国产三级黄色录像| 欧美高清成人免费视频www| 天天添夜夜摸| 成人高潮视频无遮挡免费网站| 国产成人精品久久二区二区91| 在线十欧美十亚洲十日本专区| or卡值多少钱| 日本熟妇午夜| 亚洲黑人精品在线| 亚洲中文字幕日韩| 精品熟女少妇八av免费久了| 亚洲精品在线观看二区| 99久久综合精品五月天人人| 在线永久观看黄色视频| 欧美一级a爱片免费观看看 | www日本在线高清视频| 免费人成视频x8x8入口观看| 亚洲欧美精品综合一区二区三区| 久久中文字幕一级| 白带黄色成豆腐渣| 午夜福利视频1000在线观看| 国产高清视频在线播放一区| 亚洲成a人片在线一区二区| 久久国产乱子伦精品免费另类| 欧美一级毛片孕妇| 91字幕亚洲| 成年免费大片在线观看| 久久人人精品亚洲av| 国产精品亚洲av一区麻豆| 亚洲欧美日韩无卡精品| 日本在线视频免费播放| 十八禁网站免费在线| 亚洲av中文字字幕乱码综合| 制服丝袜大香蕉在线| 又黄又爽又免费观看的视频| 高清毛片免费观看视频网站| 老司机靠b影院| 热99re8久久精品国产| 久久人人精品亚洲av| 精品日产1卡2卡| 久久99热这里只有精品18| 久久热在线av| 女生性感内裤真人,穿戴方法视频| 欧美+亚洲+日韩+国产| 欧美日韩一级在线毛片| 色在线成人网| 国内久久婷婷六月综合欲色啪| 一进一出好大好爽视频| 日韩大尺度精品在线看网址| 十八禁网站免费在线| 窝窝影院91人妻| 久久香蕉国产精品| 午夜精品一区二区三区免费看| 免费av毛片视频| 国产69精品久久久久777片 | 熟女电影av网| 日韩欧美免费精品| 淫妇啪啪啪对白视频| 久久婷婷人人爽人人干人人爱| 成年免费大片在线观看| 三级国产精品欧美在线观看 | av超薄肉色丝袜交足视频| 欧美日本视频| 国产精品九九99| 两个人看的免费小视频| 一区福利在线观看| 首页视频小说图片口味搜索| 一区二区三区高清视频在线| 黄片大片在线免费观看| 欧美精品啪啪一区二区三区| 国产精品精品国产色婷婷| 欧美一级a爱片免费观看看 | www.熟女人妻精品国产| 亚洲国产精品999在线| bbb黄色大片| 精品国产超薄肉色丝袜足j| 黄色片一级片一级黄色片| 亚洲美女黄片视频| 正在播放国产对白刺激| 麻豆国产97在线/欧美 | 一个人免费在线观看的高清视频| 久久久久国产精品人妻aⅴ院| 久久亚洲真实| 老熟妇仑乱视频hdxx| 日本撒尿小便嘘嘘汇集6| 啦啦啦免费观看视频1| 国产人伦9x9x在线观看| 亚洲熟妇中文字幕五十中出| 国产成+人综合+亚洲专区| 99久久无色码亚洲精品果冻| 国产一级毛片七仙女欲春2| 一进一出抽搐动态| 男女下面进入的视频免费午夜| 国产在线精品亚洲第一网站| 国产精品日韩av在线免费观看| 一本大道久久a久久精品| 久久精品成人免费网站| 一进一出抽搐gif免费好疼| 97超级碰碰碰精品色视频在线观看| 国内揄拍国产精品人妻在线| 欧美久久黑人一区二区| 国产亚洲欧美在线一区二区| 亚洲午夜精品一区,二区,三区| 亚洲成av人片免费观看| 亚洲乱码一区二区免费版| 亚洲第一电影网av| videosex国产| 国语自产精品视频在线第100页| 99在线视频只有这里精品首页| 欧美日本亚洲视频在线播放| 欧美国产日韩亚洲一区| 床上黄色一级片| 亚洲最大成人中文| 制服诱惑二区| 一级a爱片免费观看的视频| 九色国产91popny在线| 舔av片在线| 三级男女做爰猛烈吃奶摸视频| 别揉我奶头~嗯~啊~动态视频| 成人三级黄色视频| 中文在线观看免费www的网站 | 不卡av一区二区三区| 这个男人来自地球电影免费观看| 久久欧美精品欧美久久欧美| 在线播放国产精品三级| 亚洲中文av在线| 成人国产综合亚洲| 在线观看免费午夜福利视频| 男女下面进入的视频免费午夜| 免费在线观看日本一区| 精品国产乱码久久久久久男人| 久热爱精品视频在线9| 热99re8久久精品国产| 日本 av在线| 丁香六月欧美| 久久亚洲真实| 欧美+亚洲+日韩+国产| 日韩欧美在线二视频| 久久久久久国产a免费观看| 激情在线观看视频在线高清| 久99久视频精品免费| 亚洲欧美日韩无卡精品| 欧美另类亚洲清纯唯美| 精品国产美女av久久久久小说| 九色国产91popny在线| 十八禁网站免费在线| 亚洲av中文字字幕乱码综合| 黄色视频,在线免费观看| 欧美 亚洲 国产 日韩一| cao死你这个sao货| 日本成人三级电影网站| 亚洲成av人片免费观看| 午夜福利高清视频| 亚洲成a人片在线一区二区| 搡老岳熟女国产| 法律面前人人平等表现在哪些方面| 在线永久观看黄色视频| 欧美一级a爱片免费观看看 | 国产成人精品久久二区二区免费| 久久人妻福利社区极品人妻图片| 日韩精品中文字幕看吧| a在线观看视频网站| 少妇粗大呻吟视频| 国内精品久久久久久久电影| 精华霜和精华液先用哪个| 亚洲avbb在线观看| 免费在线观看完整版高清| 亚洲欧美日韩高清在线视频| 国产一区二区三区在线臀色熟女| 超碰成人久久| 丝袜人妻中文字幕| ponron亚洲| 成人国语在线视频| 国产蜜桃级精品一区二区三区| 91老司机精品| 亚洲av日韩精品久久久久久密| 无限看片的www在线观看| 欧美黑人巨大hd| 不卡一级毛片| 久久久精品国产亚洲av高清涩受| 少妇被粗大的猛进出69影院| 一本综合久久免费| 麻豆成人午夜福利视频| avwww免费| netflix在线观看网站| 男插女下体视频免费在线播放| 美女免费视频网站| 可以在线观看毛片的网站| 国产精品久久视频播放| 亚洲成人精品中文字幕电影| 99精品在免费线老司机午夜| 国产精品久久视频播放| 精品久久久久久,| 窝窝影院91人妻| 久久精品成人免费网站| 成人三级黄色视频| 国产激情偷乱视频一区二区| 午夜福利在线观看吧| 亚洲乱码一区二区免费版| 脱女人内裤的视频| 国模一区二区三区四区视频 | 99国产精品一区二区蜜桃av| 久久欧美精品欧美久久欧美| 久久久久久久久免费视频了| 免费人成视频x8x8入口观看| 精品人妻1区二区| 国内精品久久久久精免费| 日本 欧美在线| 亚洲欧美日韩无卡精品| 看片在线看免费视频| 黄片大片在线免费观看| 男人舔女人下体高潮全视频| 欧美日本视频| 久久香蕉激情| 1024香蕉在线观看| 欧美 亚洲 国产 日韩一| 亚洲人与动物交配视频| 88av欧美|