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医生评级网站将公开报告与社交网络结合起来,提供了一种有吸引力的方式,用户可以通过这种方式对他们的医生提供反馈,并获得其他患者的满意度和体验信息。然而,关于用户如何评估这些门户网站上的信息的研究仍然很少,关于医生评论对患者选择的潜在影响的知识也很少。
本文从潜在患者的角度出发,探索医生评论的某些特征如何影响评论的评价和用户对被评级医生的态度。我们提出了一个模型,该模型将评审风格和评审数量与评审可接受性结构联系起来,并通过基于web的实验对其进行检查。
我们在受试者之间采用了一个随机的2x2因子实验,操纵医生评论的风格(事实vs情绪)和某个医生的评论数量(低vs高)来检验我们的假设。共有168名参与者收到了一份基于网络的调查问卷,其中包括对牙医搜索场景的简短描述,以及对虚构的牙科医生的操纵评论。为了调查提出的假设,我们使用SPSS version 22的PROCESS宏2.11进行了有调节回归分析和有调节中介分析。
我们的分析表明,更多的评论导致了对被评级的医生更积极的态度。对医生态度的回归模型的结果表明,评论数量具有积极的主要影响(平均[低]3.73,标准误差[SE] 0.13,平均[高]4.15,SE 0.13)。我们还观察到与评论风格的交互作用——如果医生只收到少量评论,以事实为导向的评论(平均4.09,SE 0.19)比情感评论(平均3.44,SE 0.19)诱导对医生更有利的态度,但当医生收到许多评论时,没有这种影响。此外,我们还发现审稿风格也会影响审稿人对专业知识的感知。以事实为导向的评审(平均3.90,标准差0.13)比情感评审(平均3.19,标准差0.13)对评审员专业知识的感知更高。然而,这并没有转移到对医生的态度上。评论的风格和数量对评论的感知可信度也有类似的影响。虽然如果医生收到很多评论,则情绪风格和事实风格之间没有差异,但收到的评论数量少导致感知可信度的显著差异,表明与事实导向型评论(平均4.15,SE 0.17)相比,情绪风格的评论被评为不太积极(平均3.52,SE 0.18)。我们的分析还表明,评价的感知可信度完全中介了观察到的对医生态度的交互作用。
从病人的角度来看,医生评级网站是关于医疗质量的一个有趣的新信息来源。本文通过对人们如何评估个人医生的在线评论提供一些见解,对一个未被充分研究的研究领域做出了独特的贡献。点评风格、点评号等信息属性会对点评的评价产生影响,也会影响患者对评分医生的态度。进一步的研究是必要的,以提高我们对这种评级地点对患者选择医生的影响的理解。
在线评论越来越成为做出不同类型决策的重要信息来源。最近的行业调查报告显示,90%的网购者会阅读网络评论,超过80%的网民认为这些评论会影响他们的购买行为[
尽管越来越多的互联网用户在线咨询医生或其他医疗服务提供者的评级或评论,但我们仍然对公共医生质量报告及其对患者选择行为的影响知之甚少。
在评估方案和选择医生时,prw的影响是一个尚未得到充分研究的话题。更具体地说,目前还没有研究调查在线医生评级的感知和有效性,并评估在实验条件下prw的影响[
近年来,大量研究旨在更好地理解在线评级网站对选择行为不同方面的影响[
在此基础上,信息评估被认为是采用prw的关键决定因素。根据传统的传播理论,接收者的信息评价是由与信息内容相关的信息特征(包括效价或信息质量-来源或上下文特征(如专业知识,可信度)和接收者特征(如以前的经验)相互作用的结果[
许多沟通和说服研究人员已经调查了信息的各种元素,如语言强度、风格和质量,如何影响信息感知-见Eastin [
关于评论风格对评论接受度的影响,消费者行为文献提供了相互矛盾的发现[
我们预计在线评论的数量将是点对点推荐潜在影响强度的一个指标。
对医生的评论数量调节了事实性评论风格对被评论医生的态度的影响。具体来说,如果评论数量高,事实风格对被评审医师态度的影响将较弱。
除了对被评审医师的态度外,我们还假设这些影响是通过选定的来源和信息可信度度量来处理的,就像其他相关的评审结果和上下文特征一样。说服研究概述了来源和信息可信度的评估是导致态度变化的主要过程变量[
电子健康信息的一般接收者,特别是在线医生评论的读者,应该能够评估来源和信息的可信度,作为信息处理的重要步骤[
通常,评论作者保持匿名,读者很难评估来源的可信度,并确定他们收到的信息是否值得信赖。
医生的评论数量调节了事实性评论风格对评审者感知专业知识的影响。具体而言,当评论数量较多时,事实风格对评论者感知专业知识的影响会较弱。
医生的评论数量调节了事实性评论风格对审稿人感知的可信度的影响。具体来说,如果评论数量较多,事实风格对评论者感知的可信度的影响将较弱。
医生的评论数量调节了事实性评论风格对评论的感知可信度的影响。具体而言,如果评论数量较多,事实风格对评论感知可信度的影响将较弱。
媒体可信度研究的早期研究[
审稿人的感知专业知识和可信度,以及审稿人的感知可信度,将调节风格和审稿人数量对被评医生态度评分的交互作用。
评论的风格和数量对评论医师态度的影响。
为了调查提出的假设,我们在168名受试者之间进行了一项2x2的在线实验——两种评论风格(情感vs事实),两种评论数量(低vs高)。
通过仔细隔离所考虑的变量,目的是获得一种实验设计,允许估计审查风格和数量的影响。牙医的搜索场景被选为中到高参与度的健康服务设置,似乎适合医生的选择,在现实中,可能主要基于在线评论,不允许寻求个人口碑推荐。因此,在迁移到新城市后不久,由于牙痛急需咨询牙医的场景就被创建了(见下面的描述)。例如,在流感的情况下选择全科医生,大概可以基于实际的决策标准,例如从居住地到医生办公室的距离短。另一方面,在需要手术的情况下,可以假设患者不会完全依赖匿名prw提供的信息,而是从他们个人认识的人那里寻找额外的信息。此外,由于参与者都是男性和女性,妇科医生和产科医生被排除在外。最后一点,搜索牙医的场景被认为比搜索其他专家(如骨科医生、内科医生或儿科医生)的场景更适合更多人。
调查问卷中的医生搜索场景描述如下(在奥地利,医生一词也用于牙医):
请把你自己放在这个情境中,想象一下这对你来说会是什么样子:
你最近搬到了另一个城市。当你突然牙痛得厉害时,你开始寻找新的牙医。不幸的是,你还不认识这个城市的任何牙医,也不能从朋友或熟人那里得到推荐。因此,您决定在您周围的网络上寻找牙医,并在这种情况下阅读在线医生的评估。
你可以在奥地利医生评级网站www.docfinder.at上输入你的搜索标准。在下一个网页上,你会看到牙医的简介和相应的医生评价。请仔细阅读这两个描述,然后回答下面的问题。
评论的风格是通过在奥地利最受欢迎的PRW网站docfinder上显示一个虚构的牙科医生的两个版本的在线评论来操纵的。虚构的牙医弗兰克·韦伯博士的两个评论版本是在对奥地利和德国的文档搜寻者和其他prw上的牙医和其他医生的不同评论的内容、范围和风格进行了彻底和全面的分析后创建的,以使它们尽可能真实。在两个版本中,评论展示了一次虚构的看牙医的经历,讨论的主题顺序相同。此外,还采取了谨慎措施,以确保两个综述版本中涉及的主题可以被分配到一些最相关的患者关注的类别中,这些类别已在先前关于PRWs的叙述性评论的文献中确定,例如Emmert等[
为了检验我们的操作是否有效,我们在7分语义差异上询问了评价的情感或事实程度,范围从1 (
通过呈现两种不同版本的Frank Weber博士的医生简介,对收到的评论数量因素进行了操纵。这两种版本的简介都包括医生的地址、电话号码和医生的平均总体评分——5个医生的病例中有3个(
评分标准为7分制,从1 (
下图说明了四种实验条件。上面的医生配置文件的实验报告卡是为了操纵收到的评分(低vs高)的数量,而下面的评论文本是为了以事实为导向或情感风格的操作。两份成绩单的英文译本载于
操纵评分卡的高数字/情绪审查条件。
为低数字/事实审查条件操纵评分卡。
在需要时,使用并适应患者-医生环境的已建立的量表来测量每个被调查的结构。该问卷在两名专家和另外10人身上进行了预先测试,以确定在清晰度和准确性方面可能存在的问题,并检查为牙医创建的评论和简介版本是否被认为是真实的。此后,根据意见和反馈,为了改进项目的展示顺序,做了一些更改。三个项目改编自Hwang等[
共有168人点击了在线实验的链接并填写了调查问卷。在所有的调查中,有2例是不完整的,无法整合到分析中。166名参与者中,50名(30.1%)为男性。平均年龄27.7岁(SD 7.8),年龄16 ~ 58岁。在166名参与者中,61名(36.7%)为全日制学生,60名(36.1%)为专业人士,35名(21.1%)表示他们同时在学习和工作,10名(6.0%)表示有其他就业状况。我们检查了年龄、性别或职业在随机分组之间是否有显著差异。方差分析(ANOVA)和卡方检验均无显著差异。
只有7.2%(12/166)的人表示,他们一般从不查阅在线评论。然而,许多参与者(75/166,45.2%)从未写过在线评论,34.9%(58/166)表示他们写过一到三篇在线评论。总体而言,与对产品和服务的在线评论相比,对健康服务的在线评论采用率相当低,因为53.0%(88/166)的参与者以前从未访问过医生评级网站。仅有6.0%(10/166)曾写过医师评论。
样本特征(n=166)。
特征 | 总数,n(%)或平均值(SD) | 实验组,n(%)或平均值(SD) | ||||
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低数字/事实审查 |
低数字/情绪评价 |
高数字/事实审查 |
高数字/情绪评价 |
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男性 | 50 (30.1) | 18 (43) | 10 (24) | 13 (30) | 9 (23) |
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女 | 116 (69.9) | 24 (57) | 31 (76) | 31 (70) | 30 (77) |
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学生 | 61 (36.7) | 17 (40) | 17 (41) | 17 (39) | 10 (26) |
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专业 | 60 (36.1) | 18 (43) | 10 (24) | 17 (39) | 15 (38) |
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工作与学习 | 35 (21.1) | 5 (12) | 12 (29) | 8 (18) | 10 (26) |
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其他 | 10 (6.0) | 2 (5) | 2 (5) | 2 (5) | 4 (10) |
年龄(年),平均值(SD) | 27.7 (7.8) | 27.1 (6.3) | 28.4 (8.4) | 28.1 (8.4) | 27.0 (8.0) |
实验是在线进行的,使用Questback的EFS调查。参与者是通过电子邮件和社交媒体招募的。欧洲一所中等规模大学的本科生和研究生被邀请通过电子邮件发送到他们的大学电子邮件账户。此外,市场营销与国际管理系以及一些研究团队成员的Facebook页面上也发布了在线调查的链接。参与者也被鼓励积极地将链接转发给他们的朋友。
该问卷于2014年6月30日至7月11日在线提供。总共有264名参与者打开了实验链接,168名(63.6%)参与者完成了调查,166名(62.9%)的调查包含了所有测量的完整数据(
首先,受访者被问及一些基本的人口统计学问题。他们还被问及他们一般使用在线评论的情况,特别是在线医生评论。然后,他们会看到由软件随机分配的四种复习条件中的一种。在166名参与者中,41人(24.7%)处于低评论数/情绪状态,42人(25.3%)处于低评论数/事实状态,39人(23.5%)处于高评论数/情绪状态,44人(26.5%)处于高评论数/事实状态。在参与者阅读完评论报告后,我们评估了感知的可信度,然后对评论风格、评论数量和对牙医的态度进行了操纵检查。最后,总体上记录了对审查报告的态度。在完成调查后,如果参与者愿意,他们可以将自己的名字输入抽奖,以赢得三张价值20欧元的礼券中的一张。
为了调查提出的假设1到4,我们使用Hayes的PROCESS宏2.11对SPSS版本22计算了调节回归分析[
招聘过程。
假设1提出了事实性评论风格的积极影响,如果医生只收到少量评论,这种风格应该更普遍。我们对医生态度的回归模型的结果表明,评论数量具有正的主要影响(非标准化回归系数[R]=0.398,
我们进行了单次比较和条件效应分析,结果显示,如果只收到少量评论,情绪评论风格导致的积极态度(平均3.44,SE 0.19)低于事实评论风格(平均4.09,SE 0.19) (95% CI 0.132-1.179)。
在假设2至4中,我们预测事实评论风格对来源和信息可信度维度有积极影响。我们还预测,这种影响将被收到的评论数量所缓和,因为我们预计,如果只收到少数评级和评论,以事实为导向的信息将更加重要。对于这三个变量中的每一个,我们都计算了一个单独的调节回归,就像我们对假设1的检验所做的那样。中显示了所有这些单一回归模型的摘要
在检验假设2时,我们发现评论风格对审稿人感知专业知识的主要影响。更真实的书面评论(平均3.90,SE 0.13)比情感上的书面评论(平均3.19,SE 0.13)更能让人认为评论者具有一些专业知识(R=0.710,
当检验假设3评论风格和收到的评论数量对审稿人感知可信度的影响时,除了对评论的协变量态度外,调节回归分析没有产生显著影响(R=0.207,
当检验假设4关于评论风格和收到的评论数量对评论感知可信度的影响时,调节回归分析证实了所提出的交互效应(R=-0.852,
假设5提出评审风格和评审数量的影响是通过评审人的感知可信度和专业知识以及评审的感知可信度来调节的。由于我们在单一分析中发现了显著的主效应和交互效应,我们进行了Hayes提出的调节中介分析[
总体回归模型具有较好的预测能力(R2= 0.62)。当调解人进入模型时,对医生的态度受到审稿人感知的可信度的显著影响(R=0.359,
总之,调解分析表明,审稿人的可信赖性和评论的可信度影响了对医生的态度,收到的评论数量也有影响。然而,评论风格也有影响。我们的分析表明,事实性评论会导致对评论的更积极的可信度评价,但仅在收到的评论数量较少的情况下。由于评论可信度对医生态度的正向影响,风格的影响也转化为对医生态度的正向影响。这些数据部分支持以事实为导向的审查风格具有积极的主要影响的假设。更注重事实的审查风格对审查员的感知专业知识有积极的影响。然而,审稿人的感知专业知识并不是对审稿人态度的显著预测因素。看到
结果变量,审稿人的感知专业知识的调节中介分析结果。
源一个 | Rb | SEc |
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95%可信区间 |
常数 | 2.798 | 0.278 | 10.070 | <措施 | 2.249 ~ 3.347 |
回顾风格 | 0.710 | 0.183 | 3.882 | <措施 | 0.349至1.071 |
检查数量 | 0.289 | 0.182 | 1.586 | .115 | -0.071至0.648 |
复习风格x复习次数 | -0.293 | 0.365 | -0.804 | .422 | -1.013至0.427 |
对待在线评论的态度 | 0.169 | 0.060 | 2.826 | .005 | 0.051 - 0.287 |
一个模型总结:R=0.396, R2F = 0.157,4161年= 7.486,
b非标准化回归系数R。
c标准误差(SE)。
对结果变量,审稿人感知可信度的调节中介分析结果。
源一个 | Rb | SEc |
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95%可信区间 |
常数 | 3.181 | 0.297 | 10.705 | <措施 | 2.595到3.768 |
回顾风格 | 0.199 | 0.196 | 1.015 | .312 | -0.188到0.585 |
检查数量 | 0.158 | 0.195 | 0.813 | .417 | -0.226到0.542 |
复习风格x复习次数 | -0.615 | 0.390 | -1.577 | .117 | -1.385至0.155 |
对待在线评论的态度 | 0.207 | 0.064 | 3.237 | .002 | 0.081 ~ 0.333 |
一个模型总结:R=0.294, R2F = 0.086,4161年= 3.800,
b非标准化回归系数R。
c标准误差(SE)。
结果为调节调解分析的结果变量,感知可信度的审查。
源一个 | Rb | SEc |
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95%可信区间 |
常数 | 2.520 | 0.268 | 9.390 | <措施 | 1.990至3.050 |
回顾风格 | 0.202 | 0.177 | 1.144 | .255 | -0.147到0.551 |
检查数量 | 0.085 | 0.176 | 0.484 | .629 | -0.262 - 0.432 |
复习风格x复习次数 | -0.852 | 0.352 | -2.419 | .017 | -1.547到-0.156 |
对待在线评论的态度 | 0.309 | 0.058 | 5.353 | <措施 | 0.195至0.422 |
一个模型总结:R=0.429, R2F = 0.184,4161年= 9.085,
b非标准化回归系数R。
c标准误差(SE)。
对结果变量,对医生的态度进行调节调解分析的结果。
源一个 | Rb | SEc |
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95%可信区间 |
常数 | 0.246 | 0.283 | 0.869 | 原始素材 | -0.314至0.806 |
审稿人的专业知识 | 0.079 | 0.059 | 1.329 | .186 | -0.038到0.196 |
审稿人的可信度 | 0.359 | 0.070 | 5.101 | <措施 | 0.220至0.498 |
审查的可信度 | 0.430 | 0.077 | 5.592 | <措施 | 0.278到0.582 |
回顾风格 | 0.043 | 0.136 | 0.314 | .754 | -0.226到0.311 |
检查数量 | 0.281 | 0.130 | 2.153 | .033 | 0.023到0.538 |
复习风格x复习次数 | -0.187 | 0.264 | -0.710 | .479 | -0.708至0.334 |
对待在线评论的态度 | 0.068 | 0.046 | 1.461 | .146 | -0.024到0.159 |
一个模型总结:R=0.786, R2F = 0.617,7158年= 36.392,
b非标准化回归系数R。
c标准误差(SE)。
对医生的态度是评价风格和评价数量的函数。
评价的可信度是评价风格和评价数量的函数。
在过去几年中,互联网已成为卫生服务不可或缺的信息媒介。就像在其他新出现的无处不在的评级网站上一样,越来越多的人在网上评论他们的医疗保健经历,并在医生评级网站上评价他们的医疗保健提供者的质量[
我们发现,更真实的审查风格与审稿人感知到的专业知识正相关。这一发现与Lee和Koo [
从从业者的角度来看,这导致了一些重要的影响。首先,医生可以获得更多关于他们服务的评论。服务营销中鼓励病人写评论的类似建议也可以应用,比如在等候区张贴邀请或标志。另一种让患者参与撰写评论的方法可能通过PRW本身起作用。与酒店预订服务类似,例如,如果通过PRW联系选项与医生建立联系,则PRW可以继续发送提醒电子邮件,以回顾对医生的访问。
其次,如果只有很少的评论,而且主要是情绪化的,即使它们不是负面的,也会导致对医生的态度不太好,可能会降低选择这位医生的概率。然而,医生可以通过以事实为导向的方式回应这些评论来增加一些价值。如果在prw上提供一个反馈循环,允许医生对患者的意见作出回应,这就很容易做到[
另一方面,如果一个医生收到了很多评论,情感和事实的混合评论可能会更有益。这可以通过让不同类型的患者撰写评论来实现。此外,这些不同类型的评论可能会吸引更多的PWR用户,因为包含不同风格元素的评论可能会被认为更有帮助。最近一项对Yelp上医生评论的内容分析发现,与简短、纯粹基于事实的评论相比,叙事性的评论似乎更有用。
这项研究的另一个小发现是,与其他产品和服务类别相比,健康相关评论的使用率相对较低。虽然约46%的受访者表示,他们在搜索医生时已经查阅了在线评论,但实际上只有6%的人自己撰写并发布了医生评论。这些数字与Emmert等人报道的数字不同[
综上所述,这项研究的结果支持了这样一个观点,即更多的评论对医生是有益的,因为大量的评论可能表明她/他是一个受欢迎的医生。我们的研究还表明,如果人们可以从广泛的评论中选择,他们会在事实性和情感性的评论中对医生给予更高的评价。然而,在信息稀缺的情况下,更多以事实为导向的评论会导致对被评论医生更有利的态度。
我们的研究有一些局限性。首先,我们让参与者只看了一篇医生评论,以了解更情绪化或更以事实为导向的评论风格的影响,但这并不一定反映现实世界的情况,在现实世界中,比较和长列表的评论是存在的。此外,为了关注评论风格和评论次数对被评医生的态度以及评论和审稿人可信度的影响,对医生评论的其他特征,如效价、长度、评论主题和总体评分进行了控制。未来的研究可以探讨这些维度的变化是否会改变评审风格和数量对评审接受度的影响。此外,由于是在线实验,我们无法控制实验过程中的分心。另一个限制是只关注牙医。对于选择其他专家或全科医生的在线评论的相关性的调查,不必考虑完全相同的主题或患者的担忧,这也可能对这些评论的影响产生影响——未来的研究应该解决这一点。我们研究的另一个局限性是我们只纳入了积极的评价。因此,评价效价效应的测试可能是本研究的一个有价值的延伸。最后,重要的局限性涉及非概率抽样技术和狭隘的在线样本,这限制了我们将研究结果推广到更广泛的患者群体的能力。 As the average age of our sample was only 27.7 years, the findings in particular provide some insights into how this younger age group evaluates online reviews of individual doctors. Further research might address the impact of age differences on the usage behavior of PRWs.
问卷用于测量被调查的结构-德语原文和英语翻译。
方差分析
physician-rating网站
低水平置信区间
非标准化回归系数
标准错误
上层置信区间
作者要感谢Daniela Burgstaller和Sabrina Oberressl,她们在硕士论文中创建了审查版本,并收集了数据。
没有宣布。