健康素养对患者评分网站效果的影响:使用假设情境和虚构医生的调查研究gydF4y2Ba

简介gydF4y2Ba

医生评级网站gydF4y2Ba

互联网上的医生评级网站(PRWs)是技术创新和社会改革的协同作用。当然，创新是互联网的出现和快速发展。与之相关的社会改革是长期的公共卫生政策，鼓励病人更积极和自主地参与他们的保健和保护。gydF4y2Ba

Web 2.0的一个关键要素是电子口碑，消费者有机会通过它来评价任何可以想到的产品或品牌。gydF4y2Ba1gydF4y2Ba并阅读他人发布的评价。这越来越影响消费者的选择。gydF4y2Ba2gydF4y2Ba并将消费者转移到一个新的、更强大的位置[gydF4y2Ba3.gydF4y2Ba，gydF4y2Ba4gydF4y2Ba］．一些人认为这在卖家和顾客之间的关系中产生了更多的平等和民主。gydF4y2Ba5gydF4y2Ba］．gydF4y2Ba

eom设备很快就进入了医疗保健领域，prw就是一个突出的例子。prw被推广为一种媒介，通过向广大受众传播医疗保健消费者体验，增加透明度。这些网站正变得越来越流行;在一项具有代表性的美国研究中，高达59%的参与者表示，prw在选择医生时很重要[gydF4y2Ba6gydF4y2Ba]，而25%的德国人[gydF4y2Ba7gydF4y2Ba他们在网上搜索医生。医生点评越来越普遍，一般人群对prw的认识似乎很高[gydF4y2Ba6gydF4y2Ba，gydF4y2Ba8gydF4y2Ba］．医生评级网站的简单、易懂、叙事性似乎比学历、学位或专业领域等正式的质量信息更能吸引用户的注意力和吸引力。gydF4y2Ba9gydF4y2Ba］．然而，这在很大程度上是单方面的交流。只有不到2%的评论得到了医生的回应。这一份额最近一直在增长，但仍然很低。gydF4y2Ba10gydF4y2Ba］．gydF4y2Ba

prw对医疗保健消费者选择医生的好处一直存在争议[gydF4y2Ba11gydF4y2Ba-gydF4y2Ba13gydF4y2Ba］．医生经常对开放且不受监管的患者反馈平台感到不安[gydF4y2Ba14gydF4y2Ba，gydF4y2Ba15gydF4y2Ba]，主要是因为他们认为医疗保健消费者没有足够的知识，无法对训练有素的医生的诊断和治疗建议作出判断[gydF4y2Ba16gydF4y2Ba］．gydF4y2Ba

医学外行对卫生保健质量的评估不同于专家的评估，很可能是错误的、毫无根据的或无关的。基于这些评估的决定，或者说卫生专业人员所担心的，有很高的风险，不符合卫生专业人员所看到的患者的最佳利益。在帮助发展prw的过程中，卫生知识普及的理想可能创造了一种可能存在许多缺陷的卫生传播形式。gydF4y2Ba

在更一般的层面上，患者满意度不一定与客观的护理结果评估相关[gydF4y2Ba17gydF4y2Ba-gydF4y2Ba20.gydF4y2Ba］．调查发现，PRW的检讨或评级只是有选择性的[gydF4y2Ba21gydF4y2Ba，gydF4y2Ba22gydF4y2Ba]，弱的[gydF4y2Ba23gydF4y2Ba]，或与死亡率等客观质量衡量指标完全无关[gydF4y2Ba24gydF4y2Ba，gydF4y2Ba25gydF4y2Ba或外科医生量。此外，患者对卫生保健质量的判断可能受到环境因素的影响。例如，瑞士研究人员的一项研究发现，在一项前后测试评估中，医疗机构的翻新不仅会使患者对该机构的基础设施、工作人员的质量和所接受的护理给予更好的评价，即使人员和护理保持不变[gydF4y2Ba26gydF4y2Ba］．gydF4y2Ba

医生和病人都怀疑病人是否有资格对医生的医疗资格或护理的技术和结果方面作出判断[gydF4y2Ba27gydF4y2Ba-gydF4y2Ba29gydF4y2Ba］．患者在选择医生时更喜欢专家的推荐，因为他们认为专家比患者的评论更值得信赖，更专业[gydF4y2Ba30.gydF4y2Ba］．gydF4y2Ba

由于患者对医生医疗能力的评估往往是来自一个对医学知识的洞察力无法与受过大学训练的医生相提并论的来源，因此提出了一个问题，这重要吗?这些评论是否会对医生的选择产生影响，这是很重要的。本研究调查了患者对医生的医疗能力的正面和负面评论对患者对医生的态度和他们对医生的选择的影响。第二个问题是可能的方法来抑制这些影响，在这里，卫生知识普及进入了人们的视野。gydF4y2Ba

患者参与和健康素养gydF4y2Ba

出于医学上的原因，人们通常希望病人能更积极地参与到医疗保健中来——有人声称，这能加速愈合的过程，并改善健康状况。gydF4y2Ba31gydF4y2Ba——以及允许个人掌握自己生活的社会价值观，就像赋权的一个著名定义所说的那样[gydF4y2Ba32gydF4y2Ba］．在相当数量的少数人口中，卫生知识普及程度有限[gydF4y2Ba33gydF4y2Ba，gydF4y2Ba34gydF4y2Ba]并与糟糕的自我照顾有关[gydF4y2Ba35gydF4y2Ba-gydF4y2Ba37gydF4y2Ba]，一般健康状况欠佳[gydF4y2Ba38gydF4y2Ba，gydF4y2Ba39gydF4y2Ba]，以及过早死亡[gydF4y2Ba40gydF4y2Ba］．卫生知识普及程度高与改善疾病管理等一系列积极后果有关[gydF4y2Ba41gydF4y2Ba］．gydF4y2Ba

卫生知识普及是一个年轻的概念，仅限于对卫生问题的基本了解。它被定义为"获得、处理和了解作出适当卫生决定所需的基本卫生信息和服务"的能力[gydF4y2Ba42gydF4y2Ba］．后来的概念化概念中包含了更苛刻的能力，其中包括批判性地评估卫生信息来源的可信度和可信度的能力[gydF4y2Ba43gydF4y2Ba］．有人可能会说，这种能力会使具有高健康素养的人认识到医生评级来源的可疑性质，从而激发他们对评级者的可信度的怀疑。这应该会减轻审查的影响。gydF4y2Ba

假设gydF4y2Ba

要考虑的最基本的关系是正面和负面PRW文本评论对医生表现的影响。人们首先考虑的影响是医疗保健消费者对医生的选择。这一研究兴趣体现在第一个假设中:gydF4y2Ba

• 假设1:相比于阅读负面文本评论的消费者，阅读关于虚构医生能力的正面文本评论的医疗保健消费者会更多地选择该医生。gydF4y2Ba

相关领域的研究表明，负面信息在影响互联网用户对特定主题的看法方面尤其强大。具体来说，消极信息比积极内容更能引起人们的注意，因为它涉及危险，从进化的角度来看，对危险的警告对人类的生存至关重要[gydF4y2Ba44gydF4y2Ba］．在口碑营销中，负面评价对产品选择的影响也更大[gydF4y2Ba45gydF4y2Ba]以及可信度[gydF4y2Ba46gydF4y2Ba，gydF4y2Ba47gydF4y2Ba］．然而，一些医学研究发现，PRW用户对正面评论和负面评论的选择影响相同。例如，美国的一项研究发现，37%的PRW使用者在面对差评时会避免去看医生，而35%的人在面对正面评价时决定去看医生[gydF4y2Ba6gydF4y2Ba，gydF4y2Ba7gydF4y2Ba，gydF4y2Ba48gydF4y2Ba-gydF4y2Ba50gydF4y2Ba］．这些不确定的发现提出了一个关于评价效价对消极评价和积极评价效果强度的影响的研究问题。gydF4y2Ba

• 研究问题1:消极或积极的文字评论对患者选择医生的影响更大吗?gydF4y2Ba

分析必须注意这样一个事实，即PRW的评论主要是积极的(从63%到88%不等)，因为来自美国网站的研究[gydF4y2Ba51gydF4y2Ba-gydF4y2Ba54gydF4y2Ba]，德国[gydF4y2Ba55gydF4y2Ba]、联合王国[gydF4y2Ba56gydF4y2Ba]，波兰[gydF4y2Ba57gydF4y2Ba]，以及中国[gydF4y2Ba58gydF4y2Ba)报告。gydF4y2Ba

健康素养高的人承认，外行评估医生医疗能力的能力是有限的，他们在选择医生时不会考虑评估。从技术上讲，这意味着高健康素养将减少复查倾向与医生选择和态度之间的关系。换句话说:卫生知识普及将消极地调节审查的效果。这是我们在本研究中想要证明的主要关系(假设2)。gydF4y2Ba

• 假设2:高健康素养会削弱回顾倾向对态度和医生选择的影响(负调节效应)。gydF4y2Ba

复查倾向和行为意图之间的联系，在我们的案例中，医生的选择，可能会因为态度或信任而变得更加复杂。有几种模式是可以想象的。态度和信任可能调节复查倾向对医生选择的影响，如果存在健康素养的缓和作用，态度和信任可能会干扰。gydF4y2Ba

• 研究问题2:态度和信任如何影响患者对医生的选择?gydF4y2Ba

方法gydF4y2Ba

数据收集和样本特征gydF4y2Ba

2017年3月，通过一家专门从事调查管理和市场研究数据收集的承包公司(Qualtrics)进行了在线调查。Università della Svizzera Italiana的伦理委员会证实，该研究不在委员会的管辖范围内(CE 2017-1)。参与研究的参与者必须(1)年龄在18岁或以上，(2)居住在瑞士的德国部分，(3)德语流利。数据收集是匿名的，参与者只能参与一次。基于三次预测的最终结果(n=24人共参与)，调查完成时间的中位数为14分钟。为了确保有效性，使用少于中位数时间(9分钟)三分之二的参与者被排除在外。没有通过操作检查的参与者也被筛选了出来，在操作检查中，他们被问及两名医生个人资料上的文本评论的数量。共有258名参与者通过了时间和操作检查。当数据被筛选为自动反应行为时，又有4例被排除在外，最终样本为254例。样本在性别方面平均分布(129/254,50.8%为女性)，受教育水平与瑞士一般人口相当[gydF4y2Ba59gydF4y2Ba]，参与者的平均年龄为47.8岁(标准差为16.05岁)(范围18-85岁;看到gydF4y2Ba表1gydF4y2Ba)．gydF4y2Ba

程序gydF4y2Ba

在调查的第一部分，参与者被问及他们在互联网上的搜索行为和基本的社会人口学问题(gydF4y2Ba表1gydF4y2Ba)．接下来，他们被暴露在一个假设的场景中，向他们介绍一项医生选择任务。该场景是与一名医生合作制定的，以确保其合理性。具体来说，参与者被要求想象自己在搬到一个新城镇时被钉子伤了。随后，伤口感染。因为他们还没有见过任何人要求医生的推荐，他们会在网上寻找一位医生，并找到两位医生的prw，他们需要在其中选择一位。完整的说明可在gydF4y2Ba多媒体附件1gydF4y2Ba．prw的设计尽可能地类似于真正的prw。gydF4y2Ba

两位虚构的医生分别被命名为托马斯博士Müller和迈克尔·施密特博士，这都是一个常见的德国名字，以提供一个真实的场景。基于用户更关注书面评论而非数字评论的发现[gydF4y2Ba9gydF4y2Ba， Müller博士简介中的两篇书面评论中的一篇被篡改了(积极或消极地评价他的能力)，参与者被随机分配到两种情况中的一种。招募和随机分配到实验和控制条件遵循基于随机数的Qualtrics程序。由于研究发现有关prw的书面评论数量相当少[gydF4y2Ba60gydF4y2Ba，gydF4y2Ba61gydF4y2Ba，我们在Müller博士的评分网站上提供了其中的两个，其中一个是被操纵的，施密特博士的个人资料上没有一个。两个prw的数值分数略有不同，但产生了相同的平均评估。Schmidt博士的PRW没有被操纵，并且借鉴了Li及其同事的想法[gydF4y2Ba62gydF4y2Ba]，只是为了创建一个决策情境(见gydF4y2Ba图1gydF4y2Ba有关概要文件的示例)。网站上的所有相关信息(例如，总体数字评分分数，数字评论数量)，除了经过操作的文本评论，在不同条件下都是相似的。我们之所以选择评论而不是评分来进行操纵，是因为它们的变量更大，这将有助于未来的研究。这两个配置文件在信息内容方面只有最小的差异，以使选择情况更现实(例如，实践地址的门牌号，电话号码)。为了考虑首因效应，两位医生资料的显示顺序是随机的。实际上，由于实验是在2×2阶乘设计中，存在或不存在警告信息作为第二个自变量，因此存在更多差异，但这与本文报道的分析无关，因此不再进一步提及。gydF4y2Ba

‎gydF4y2Ba 查看此图gydF4y2Ba

依赖和干预措施gydF4y2Ba

对于医生的选择，所有分析中的主要因变量，参与者被问及他们会选择两位医生中的哪一位(7=肯定是Müller医生，1=肯定是Schmidt医生)。由于只有Müller博士接受了评审，因此量表值被称为Müller博士的偏好。与RQ2相关的态度变量包括态度差异和信任差异。对每个档案的态度调查基于语义差异5分量表，由8个项目组成。形容词组合包括，例如，有用的和无用的，现实的和伪造的，可靠的和不可靠的。其中一个项目被颠倒过来，以检查用户对自动反应行为的关注程度。计算8个项目的平均分，计算两名医生的差值并用于分析。这样做是因为施密特医生的评价没有兴趣，而两位医生之间的比较有兴趣。gydF4y2Ba

对各自医生的信任，特别是参与者对他的印象，由三个项目来衡量:X医生给我留下了良好的印象，X医生使我信服，我会信任X医生(1=完全不正确，7=完全正确)。在可靠性检查发现令人满意后，计算累积分数并随后平均。所有量表均取得满意的内部信度，Cronbach alpha均在0.85以上。就像对态度所做的一样，使用的变量是两位医生的累积分数之差。变量和尺度细节的概述可以在gydF4y2Ba表2gydF4y2Ba，完整的问卷gydF4y2Ba多媒体附件2gydF4y2Ba．gydF4y2Ba

在衡量卫生知识普及方面，有两类指标。经典的衡量标准是基于患者的表现，如正确发音医学术语的能力(成人医学读写能力快速评估)[gydF4y2Ba63gydF4y2Ba]或在描述医疗事项的句子中完全遗漏(成人功能性健康知识简短测验)[gydF4y2Ba64gydF4y2Ba］．随着这一概念的扩展，对认知能力的要求越来越高，基于医疗保健消费者的(自我)感知，引入了新的测量方法。虽然基于绩效的测量可以声称高度的客观性，但基于感知的测量无疑是主观的，因此容易受到个人偏见、理想和需求的影响。我们选择了两种测量方法，每一种都有一种:电子健康素养量表(eHEALS)测量方法[gydF4y2Ba65gydF4y2Ba]，已验证的德文译本[gydF4y2Ba66gydF4y2Ba]，作为基于感知类型的一个例子，以及最新的生命体征(NVS [gydF4y2Ba67gydF4y2Ba])，同样在德语版本中，这是基于表现的衡量标准。gydF4y2Ba

最初的eHEALS由8个项目组成;我们使用了其中的7个，这可能并不明智，因为“我知道互联网上有哪些健康资源”这一项在我们的一些研究中效果不佳，但在其他研究中效果不错[gydF4y2Ba68gydF4y2Ba］．用户用5分制对这些项目进行打分(1=非常同意，5=非常不同意);这些项目被平均，具有令人满意的可靠性(Cronbach alpha= 0.86)。gydF4y2Ba

NVS包括评估阅读理解的项目和计算问题，参考虚构的冰淇淋营养标签上的信息。每答对一个问题，就记一分，最终得分在0到6之间，分数越高说明文化水平越高。按照翻译此类材料的标准程序，由两位以德语为母语的人分别从英语独立翻译德语版本，然后由两位以英语为母语的人独立反向翻译，在两个阶段讨论并解决差异。没有进行单独的正式验证。有关这些量表的概述，请参见gydF4y2Ba表2gydF4y2Ba．gydF4y2Ba

表2gydF4y2Ba列出两个没有在假设和研究问题中输入，但后来用于解释结果的变量。对网站评论的感知有用性进行评估(1=完全没有，7=非常有用)，基于3个来自Grabner-Kräuter和Waiguny [gydF4y2Ba69gydF4y2Ba)(见gydF4y2Ba多媒体附件2gydF4y2Ba问卷调查)。在检查量表的内部可靠性后，计算出累积平均分。gydF4y2Ba

对适应PRW背景的eom的质疑[gydF4y2Ba70gydF4y2Ba]采用5分制(1=完全不同意，5=完全同意)对8个项目进行评估，询问参与者对陈述的同意程度。在内部可靠性检查发现令人满意后，个别项目的分数也被加起来并平均。gydF4y2Ba

所有变量都按照一个方向进行编码，以便假设变量或直觉相关变量之间的相关性为正。特别是，较高的量表值表明友好的评论倾向，对Dr Müller比Dr Schmidt的偏好更强，高水平的健康素养(在两种测量方法上)，对Dr Müller的态度比Dr Schmidt更有利(态度差异)，对Dr Müller的信任比Dr Schmidt更高(信任差异)。健康素养在评论倾向与偏好Müller博士之间的负向调节作用将在负向效应系数中表现出来。gydF4y2Ba

分析gydF4y2Ba

收集的数据采用SPSS Statistics 23.0软件包(IBM Corp)进行定量分析。首先，对数据进行单变量和多元异常值、异常值和缺失数据分析[gydF4y2Ba71gydF4y2Ba］．通过比较方法检验H1和RQ1gydF4y2BatgydF4y2Ba采用卡方检验、单因素方差分析(ANOVA)评估各组间的潜在差异。为了检验健康素养对选择行为的调节作用(H2)，采用基于PROCESS宏的SPSS 2.16.3版本(AF Hayes)的调节分析(模型1)[gydF4y2Ba72gydF4y2Ba］．为了分析最终模型，其中包括态度和信任作为协变量(RQ2)，我们将这些协变量添加到模型1中的PROCESS命令行(cov选项)。gydF4y2Ba

结果gydF4y2Ba

回顾倾向对医生选择和态度的影响gydF4y2Ba

H1认为，与阅读负面评论的消费者相比，遇到Müller博士的能力的正面文本评论的医疗保健消费者会更多地选择他。看到Müller博士的能力正面评价的人比看到负面评价的人更愿意选择他。检验显著性的方差分析发现回顾倾向对医生选择的影响，具有显著的主效应。显著性检验的平均分和细节见gydF4y2Ba表3gydF4y2Ba．这些发现表明，对医生能力的评论倾向会影响用户的选择。支持H1:评论很重要。gydF4y2Ba

面对Müller医生的负面评价的小组对两位医生的态度相似。当Müller博士得到正面评价时，他的平均态度评分明显高于施密特博士。当Müller博士被正面评价时，对Müller博士的信任超过了对Schmidt博士的信任1.02 (SD 1.49)量表点，而当评价为负面时，对Müller博士的信任低于-0.43量表点。这两种差异都非常显著(态度差异gydF4y2BaFgydF4y2Ba_{1252年gydF4y2Ba}= 41.151,gydF4y2BaPgydF4y2Ba<措施;信任微分gydF4y2BaFgydF4y2Ba_{1252年gydF4y2Ba}= 134.656,gydF4y2BaPgydF4y2Ba<措施)。这些结果表明，除了医生的选择，医疗保健消费者的态度和信任也会受到评论倾向的影响。有关差异审查趋势所造成的简单概述，请参见gydF4y2Ba表3gydF4y2Ba．gydF4y2Ba

RQ1，关于负面评价和正面评价的影响大小，可以初步回答为正面评价。医生选择的测量范围从1到7，有意义的中间点是4，这表明选择任何一个医生的可能性相似。在负面评论的情况下，施密特博士一方的偏好分数从中间下降了0.31个刻度点，而在正面评论中，Müller博士一方的偏好分数下降了1.37个点。如前所述，态度和信任差异作为评价两名医生的指标，对正面评价的反应明显强于负面评价(态度差异时为0.58比0.01，信任差异时为1.02比-0.43)。对于更明显的结果变量，医生偏好，进行类似的测试是不可能的，因为差异仅在一个问题中被问到，并且偏离量表平均值可以很好地说明，但不是显著性测试的基础。在没有严格的显著性测试的情况下，这些结果表明，而不是有效地支持，在我们的环境中，积极的评价似乎对偏好有更强的影响。gydF4y2Ba

增加卫生素养gydF4y2Ba

我们的问题是回顾倾向对医生选择的影响是否依赖于健康素养水平。调节分析的逻辑是计算和评估独立变量和调节变量之间的相互作用在两者的主效应之上的影响。只有当相互作用能够显示出在作为假设自变量的评论倾向和作为假设调节因子的健康素养的主要作用之外发挥显著影响时，我们才能说适度。效果只在eHEALS中发现。因此，分析以这一措施作为卫生素养的指标。假设消费者文化程度越高，评论倾向对被评论医生的偏好的影响越弱。原因在于，受过高等教育的人(尤其是那些认为自己更熟悉互联网的人)不太愿意相信网上发布的医生评论的表面价值。有两种方法来解决这个问题:(1)使用回归模型来确定健康素养对评论倾向对被评论医生偏好的影响的调节作用(gydF4y2Ba表4gydF4y2Ba)或(2)分别对两个实验组进行分析。gydF4y2Ba

回归模型1显示了实验条件对Müller博士偏好的影响。当将负面评价的存在度编码为0，将正面评价的存在度编码为1时，常数对应于负面评价条件下偏好变量的平均值，X为正面评价条件下偏好差值。这是H1在我们的数据中获得支持的另一种方式。gydF4y2Ba

模型2增加了卫生素养对Müller博士偏好的影响。这并不是为了检验一个实质性的假设，而只是作为模型3的一个累积。然而，出乎意料的是，模型2揭示了卫生素养和偏好之间的关联的意义。无论评论倾向如何，健康素养较高的人对Müller博士的偏好高于Schmidt博士。相关性是gydF4y2BargydF4y2Ba= .104;在双变量分析中未达到显著性(gydF4y2BaPgydF4y2Ba=.10)模型2除外。gydF4y2Ba

模型3增加了一个交互项，以测试H2中制定的健康素养的抑制影响。效果就在那里，正如预期的那样，出现了一个负号。模型4增加了态度、信任和性别作为协变量，几乎翻了一番gydF4y2BaRgydF4y2Ba^2gydF4y2Ba值从26.6%到52.4%。其他模型被测试，概念化的态度和信任在各种中介和调解人的角色。这些都没有显示出态度、信任和社会人口学变量的显著贡献。gydF4y2Ba

从技术上讲，当eHEALS健康素养增加一个单位时，根据模型3，那些接触到积极评价的人和那些接触到负面评价的人之间对Müller医生的偏好差异减少了-.546。也就是说，主持人量化了差异之间的差异。应用了基于PROCESS宏(模型1)和处理态度和信任影响的其他调节分析，以及一些根据模型2具有多个调节的分析。这些分析未显示出任何显著的调节作用(RQ2) [gydF4y2Ba72gydF4y2Ba］．gydF4y2Ba

对两个实验组的单独分析(正面评价vs负面评价)可以总结如下。对于那些接触到积极评价的人来说，对被评价医生的偏好不取决于他们的健康素养水平;无论他们认为自己的健康知识水平是高是低，他们中更喜欢受欢迎的医生的比例保持不变。对于那些接触到负面评论的参与者来说，情况发生了变化:他们的文化水平越低，对被批评的医生的偏好就越低。从不同角度看:被试的健康素养水平越高，受负面评价影响而忽视医生的程度越低。事实上，面对负面评论的文化水平高的人在选择上更接近于那些看到医生正面评论的人。gydF4y2Ba

说明差异的一个简单方法是相关分析。对于正面评价的小组，健康素养和对Müller博士的偏好之间的相关性不存在(gydF4y2BargydF4y2Ba= . 01gydF4y2BaPgydF4y2Ba=.91)，而这两个变量在看到负面评价的组中是相关的(gydF4y2BargydF4y2Ba= .228,gydF4y2BaPgydF4y2Ba< . 01)。gydF4y2Ba

讨论gydF4y2Ba

主要研究结果gydF4y2Ba

我们的研究表明，当一名医生的在线个人资料上有一份对其技术技能和能力进行负面描述的患者书面评论时，互联网用户就不太愿意选择该医生，并对医生持有更多的批评态度和信任。当评价是积极的时，情况就相反了。这些发现强调了之前的研究结果，即PRW用户在选择医生时严重依赖文本评论[gydF4y2Ba1gydF4y2Ba]，并确认评论倾向会影响他们对评论内容的感知[gydF4y2Ba62gydF4y2Ba］．gydF4y2Ba

被操纵的评论与第二篇没有被操纵的中立评论一起出现。实验刺激不明显地放置在被操纵的轮廓上，轮廓上的定量信息不受影响。因此，所发现的影响应该是相当大的。这证实了医生们对哪怕是一个负面的、可能不合理的评价所产生的影响的担忧[gydF4y2Ba16gydF4y2Ba，gydF4y2Ba73gydF4y2Ba］．因此，需要更好的医生保护机制，防止虚假或不合理的审查仍然是一个优先事项。例如，如果只有在有一定数量的评论(比如10个)时才会发布评论，那么单个负面评论的权重就会降低，从而更真实地反映出医生的真实能力。gydF4y2Ba8gydF4y2Ba，gydF4y2Ba73gydF4y2Ba将会出现。尽管意识到了这种平衡的努力，但最近对prw的内容分析发现，只有一小部分prw在评论上线前要求达到法定人数[gydF4y2Ba74gydF4y2Ba]，国内很多医生在网站上的评论都远远少于10条[gydF4y2Ba60gydF4y2Ba］．gydF4y2Ba

另一方面，我们的数据和分析并没有显示出任何晕轮效应的迹象。也就是说，人们对施密特博士的态度没有受到Müller博士收到的评论的影响，这些评论既不是批评的，也不是友好的。这种光环效应并非不可想象，而且它们使医疗保健消费者的反应更加不可预测。此外，他们的缺席并不意味着医生的表现没有被审查不受影响。其影响是病人的行为，导致对医生提供的服务的需求增加或恶化。gydF4y2Ba

正面评价比负面评价的效果更强，这是基于这样一个假设:Müller博士如果不经过评价，就会得到与施密特博士类似的评价。鉴于这些档案几乎完全相同，这个假设是合理的，但我们不能100%确定，因为没有审查就没有Müller博士的档案。数据甚至显示，Müller博士(MMüller 3.45, MSchmidt 3.16，gydF4y2BatgydF4y2Ba_253gydF4y2Ba= 5.755,gydF4y2BaPgydF4y2Ba<措施在p一个我redsamplestgydF4y2Ba测试)，在整个样本中对他的信任有所增加(MMüller 4.23, MSchmidt 3.94，gydF4y2BatgydF4y2Ba_253gydF4y2Ba= 5.755,gydF4y2BaPgydF4y2Ba<措施)。我想到的一个差异可能有助于这些发现。两名医生的资料在两个方面不同，倾向和评论的存在，存在的影响与倾向的影响不同，这可能解释了我们分析中出现的倾向效应的部分原因。测试这一点必须留给进一步的研究。至少，正面评论与负面评论对医生选择的更强影响，与健康素养对阅读负面评论的群体的抑制作用的限制很好地对应。如果健康素养能减轻负面评论的影响，那么正面评论的影响就更强了。gydF4y2Ba

这项研究的主要动机是看看健康素养是否会抑制医疗保健消费者撰写和上传的评论的影响，他们可能只是不知道足够多的知识来评估医生表现的医疗方面。答案是，“是的，但是……”这种抑制作用只在主观健康素养上发现。我们事先打赌，基于绩效的健康素养措施更有可能产生预期效果。gydF4y2Ba

基于绩效的卫生素养和基于感知的卫生素养之间的区别的背景是，越来越多的学者认识到，卫生素养是一个两面性的概念，不仅包含参与卫生决策的意愿，还包括参与卫生决策的能力。只有当患者不仅愿意而且有能力发挥更积极的作用时，增加患者参与卫生保健才会有益。如果在病人缺乏必要能力的情况下，让他们在自己的医疗保健中有更多的发言权，健康决策可能会恶化。两者之间的关系往往很模糊，但正确区分两者是必要的。gydF4y2Ba75gydF4y2Ba］．gydF4y2Ba

基于感知的卫生素养测量与动机和意愿有关，而基于绩效的测量则针对客观方面，即能力。因此，如前所述，我们对基于绩效的NVS测量进行了押注，以调节患者撰写的医生评论的负面影响。对于基于感知的测量，手边的一个解释可能是发生了一些转移。这些指标的数值越高，表明不仅高估了自己的沟通能力，而且高估了他人的沟通能力。因此，主观健康素养有积极的调节作用，而不是我们发现的消极影响。gydF4y2Ba

应用这些措施的结果出现分歧，提出了一个问题，即客观的、基于绩效的指标是否确实与主观的、基于感知的指标衡量的概念相同[gydF4y2Ba76gydF4y2Ba］．这两种测量方法之间缺乏任何相关性，这支持了两个概念的假设。gydF4y2Ba

卫生知识普及对Müller博士偏好的不同影响的发现可以用各种方式解释。文化程度越高的人，尤其是那些认为自己更熟悉互联网上的健康信息的人，总体上对负面评论(不仅仅是在健康方面)更有经验，不太愿意从表面上看待负面信息。总的来说，负面评价很常见。对医生的描述是“很好，但他真的不懂什么”，再加上对医生没有正确检查病人和开错药的批评，只给识字的人留下了很小的印象。大多数关于prw的评论都是积极的，这一事实可能会挑战这一推理。gydF4y2Ba

另一种解释是，具有较高读写能力的人认为自己更有能力建设性地与那些以不良方式治疗他们的医生打交道。表现出较高水平的自我效能感可能会让有文化的人相信他们可以处理负面评价中呈现的危急情况。总而言之，他们不太害怕负面评价可能对自己造成的影响，而对于文化程度较低的人来说，负面影响会更加突出，这可以用前景理论中的价值曲线来描述[gydF4y2Ba77gydF4y2Ba］．这第二点意味着NVS(本研究中使用的另一个卫生素养指标)没有调节作用。也就是说，这种基于绩效的测量，与基于感知的eHEALS测量不同，不包含任何自我效能成分。gydF4y2Ba

如果健康素养，尽管我们的研究结果，应该有可能增加对医疗保健消费者撰写并匿名发表的医生评论的怀疑，那么这种潜力的一部分应该在我们的访谈数据中显示出来，而不是在目前的研究中使用的数据。对PRWs的有用性和怀疑性与客观和主观卫生素养存在不同的相关性。例如，在卫生领域对eWOM的感知怀疑与对prw有用性的感知呈负相关(gydF4y2BargydF4y2Ba= -.485,gydF4y2BaPgydF4y2Ba<措施)。这意味着对prw持怀疑态度的人最终会发现它们的用处不大。基于绩效的健康素养与怀疑论完全无关(gydF4y2BargydF4y2Ba= .02点,gydF4y2BaPgydF4y2Ba=.80)或感知有用性(gydF4y2BargydF4y2Ba= .04点,gydF4y2BaPgydF4y2Ba= 54)。这意味着，正如人们可以假设的那样，客观上卫生素养水平较高的人对prw更持怀疑态度，认为它们不太有用。相反，在基于感知的健康素养方面得分较高的人认为prw更有用(gydF4y2BargydF4y2Ba= 22,gydF4y2BaPgydF4y2Ba<.001)，对它们的怀疑程度降低(gydF4y2BargydF4y2Ba= . 21,gydF4y2BaPgydF4y2Ba<.001)，这与我们的发现相反，他们不太愿意遵循评论中包含的潜在建议。总而言之，没有太多理由认为健康素养能够帮助解决它所造成的一个问题:一个更自主的患者，有时不具备参与决策所需的能力和知识。gydF4y2Ba

这项研究的主题，prw及其在医生选择中的作用，与大多数其他被研究的健康决策不同。健康决定通常是由生病或有预防顾虑的病人提出的。医生提供好的，但在参与政策的规则下，要求和/或鼓励患者参与。如果做出了错误的决定，那将主要对病人造成伤害。医生选择是病人自己做的决定，至少通常没有医生参与。最主要的损害是医生——生意的损失——甚至不应该是错误的决定。如果患者没有注意到或注意到医生之间有很大的资格差异，错误的医生选择决定也会损害患者。人们会认为这样的情况是例外而不是规则。如果医生担心选择决策不是基于专业知识，他们的担忧可能会因为他们自己可能成为不合理患者决策的受害者而加剧。如果患者在日常医疗保健决策中的投入不是最优的，损害是患者的，医生在那里纠正。 It is no big surprise that physicians are less concerned about the quality of patient input in these cases.

患者怀疑他们是否有能力对医生的专业知识做出判断，但仍然关注并从中得出结论。然而，通过prw，医疗保健消费者与与自己相似的人交谈。在互联网，尤其是Web 2.0应用出现之前，这是一件很罕见的事情。“我可能会对我和其他病人评价医生的能力感到不安，但我与他们分享所有的善意，我与医生的所有经验，以及当医生无法帮助时的许多痛苦。”这样的感觉可能会间接地让医生的评分在患者眼中具有一定的合法性和价值。gydF4y2Ba

关于健康素养的调节作用的结果，他们首先建议，基于绩效的健康素养和基于感知的健康素养应该比过去更严格地分开。患者参与政策的缺陷之一很可能是，一些患者实际上缺乏充分干预或参与的基础，但仍然坚持在最广泛的意义上对医疗决策有发言权。正是这一群体可能最有可能遭受有害后果。gydF4y2Ba

限制gydF4y2Ba

本研究在设计和数据收集方面存在局限性。具体来说，数据是通过一个在线平台收集的，参与者参加研究以获得奖励(如优惠券、航空里程)。因此，不排除这样的数据收集吸引了特定的受众。尽管我们的样本在教育、年龄和性别方面与瑞士人口相符[gydF4y2Ba59gydF4y2Ba]，结果不应一概而论。此外，为了检查参与者的注意力和理解力，我们自动筛选出没有通过操作检查的个体，在操作检查中，他们被问及两名医生个人资料上的文本评论的数量。通过这些手段，我们确保了对医生能力评估的审查得到了注意。由于合同公司Qualtrics自动删除了这些参与者，我们无法报告没有通过操纵检查的人数。gydF4y2Ba

该研究的另一个局限性是基于随机化。尽管我们随机排列了两位医生简介的呈现顺序，但我们没有随机排列Müller医生简介的文本回顾顺序。由于首因效应，这可能影响了参与者的选择[gydF4y2Ba62gydF4y2Ba］．为了解释首因效应，未来的研究应该对此进行控制或随机排序。gydF4y2Ba

此外，主观健康素养测量明确针对在线能力，因此基本上接近在线医生评分，而通过理解食品标签来衡量健康素养的客观测量则没有这种相似性。主观度量比NVS更适用于网络信息和可信度判断的语境。因此，如果人们在评估自己的技能时没有完全错误，那么eHEALS的高分数与对Müller博士的差评的合理反应之间的关系可能是情况和测量的密切程度的结果，而不是测量的主观性质。事后看来，在eHEALS中只使用8个项目中的7个可能不是一个好主意，尽管我们怀疑在8个项目的测量中省略一个项目会很大程度上改变分析的实质。gydF4y2Ba

结论gydF4y2Ba

评估医生能力的文本审查严重影响了prw医生的选择，尽管医疗保健消费者已经对此类审查的真实性表示怀疑，并怀疑他们自己和其他患者准确评估医疗保健和医生的能力[gydF4y2Ba28gydF4y2Ba，gydF4y2Ba29gydF4y2Ba］．我们的研究证明，患者撰写的评论会影响医疗保健消费者的选择和对医生的态度，并影响他们对医生技能和可信度的看法。这些发现支持了医生的担忧，即即使是一个负面的PRW评论也可能对他们的声誉造成严重损害[gydF4y2Ba71gydF4y2Ba］．此外，这些结果表明，根据各种研究，互联网用户根据患者撰写的评论选择医疗保健提供者，这些评论所包含的信息与医疗质量的客观衡量只有微弱的、选择性的或根本没有关系[gydF4y2Ba24gydF4y2Ba，gydF4y2Ba78gydF4y2Ba］．健康知识普及可能会提高人们对患者对医生医疗表现评分基础不充分的认识，这一希望大多无法持续。相反，主观和客观卫生知识的差异可能会加剧这一问题。gydF4y2Ba