葛怡寧,黃蕊,許興龍

江蘇大學(xué)管理學(xué)院,江蘇 鎮(zhèn)江 212013

2020年,國家衛(wèi)生健康委發(fā)布《關(guān)于加強(qiáng)老年人居家醫(yī)療服務(wù)工作的通知》,要求進(jìn)一步增加老年人居家醫(yī)療服務(wù)精準(zhǔn)供給[1]。由于受到傳統(tǒng)養(yǎng)老觀念等因素的影響,中國老年人也更傾向于居家養(yǎng)老[2],且與單一慢性病和未患慢性病老年人相比,共病老年人對居家養(yǎng)老服務(wù)需求更高[3]。老年慢性病患者更注重診療、保健、健康管理類服務(wù)項(xiàng)目[4]。

2021年,國家衛(wèi)生健康委、全國老齡辦、中醫(yī)藥局提出應(yīng)向重點(diǎn)特殊情況、特殊時(shí)期的老年患者提供全方位的居家醫(yī)療服務(wù)[5]。因此,為了滿足老年人日益增長的健康養(yǎng)老需求,相應(yīng)的上門醫(yī)療護(hù)理服務(wù)在全國各地陸續(xù)開展起來。

老年人居家醫(yī)療護(hù)理服務(wù)產(chǎn)品是以家庭場所為場地,由醫(yī)療養(yǎng)老公司、基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)聯(lián)合專業(yè)醫(yī)護(hù)人員,為滿足老年人的衛(wèi)生健康需求,針對失能老人、非失能老人、患病老人等老年群體設(shè)計(jì)的一種上門醫(yī)療護(hù)理產(chǎn)品,主要項(xiàng)目內(nèi)容包括康復(fù)護(hù)理、營養(yǎng)指導(dǎo)、心理疏導(dǎo)、慢性病管理、陪診、善終關(guān)懷等居家醫(yī)療護(hù)理及照護(hù)服務(wù)。

據(jù)2019年國家衛(wèi)生健康委員會(huì)統(tǒng)計(jì),我國超過1.8億老年人患有慢性病,比例高達(dá)75%,且隨著年齡增加,患病數(shù)量可由2.8種增加到5.93種[6][7],共病患病率為45.5%。慢性病高發(fā)成為老齡化社會(huì)面臨的一大挑戰(zhàn)。針對慢性病的不同種類和不同程度,老年人需要更加個(gè)性化、靈活性的慢性病居家醫(yī)療護(hù)理服務(wù)產(chǎn)品。

本研究在對江蘇省內(nèi)人群進(jìn)行調(diào)研時(shí)發(fā)現(xiàn),45歲及以上的居民中患慢性病的人數(shù)已達(dá)到八成,值得作為研究對象,因此本研究旨在了解45歲及以上的慢性病患者對老年人居家醫(yī)療護(hù)理服務(wù)產(chǎn)品的購買意向,運(yùn)用Fishbein模型對影響因素進(jìn)行分析,為該部分人群選擇適用性更強(qiáng)的產(chǎn)品提供幫助。

1 模型選擇與假設(shè)提出

1.1 模型選擇

Fishbein多屬性態(tài)度模型假設(shè)實(shí)際行為是形成某種特定行為意向的結(jié)果,模型并不能直接預(yù)測行為,而是指明其行為意向[8]。根據(jù)Fishbein模型,有兩個(gè)主要因素決定了行為意向,即個(gè)人態(tài)度和社會(huì)規(guī)范。如圖1所示。

圖1 多屬性態(tài)度模型

事實(shí)上,Fishbein模型已被廣泛應(yīng)用并得到了有效驗(yàn)證。由于該模型要求決策遵循理性,在現(xiàn)實(shí)中并不適用,因此許多學(xué)者在研究的過程中引入了新的變量,修正該模型。王建華等將對農(nóng)藥殘留不規(guī)范施藥行為的風(fēng)險(xiǎn)感知納入分析框架[8]。馮蛟等基于該理論對消費(fèi)者移動(dòng)支付工具使用意愿進(jìn)行研究,細(xì)致劃分行為態(tài)度和主觀規(guī)范,并引入消費(fèi)者創(chuàng)新性這一情境因素[9]。畢紅和楊光研究指出需求感知和催生意愿共同作用推動(dòng)用戶進(jìn)行購買決策[10]。他們的研究佐證了Fishbein模型對于產(chǎn)品購買意向的解釋,即個(gè)體的認(rèn)知、態(tài)度和參照群體的看法影響著消費(fèi)者對于產(chǎn)品的購買意向。

因此,要基于Fishbein模型研究慢性病患者對于居家醫(yī)療護(hù)理服務(wù)產(chǎn)品的購買行為意向,必須先要了解消費(fèi)者的需求,即消費(fèi)者的自身?xiàng)l件對于購買行為的影響程度,再明晰對于此類產(chǎn)品的態(tài)度,即產(chǎn)品的哪些屬性影響著消費(fèi)者對產(chǎn)品的評估,還要明確外部環(huán)境對于消費(fèi)購買行為的影響及其程度,即社會(huì)規(guī)范。

1.2 假設(shè)提出

根據(jù)其他研究總結(jié),本文運(yùn)用Fishbein模型將慢性病患者對自身健康狀況的風(fēng)險(xiǎn)感知納入其中,在原設(shè)計(jì)的基礎(chǔ)上進(jìn)行拆分細(xì)化,試圖構(gòu)建一個(gè)包括風(fēng)險(xiǎn)感知、個(gè)人態(tài)度、個(gè)人認(rèn)知、主觀規(guī)范和從眾心理在內(nèi)的概念模型,探求重要變量對產(chǎn)品購買意向的影響。其中,個(gè)體態(tài)度本文修改為個(gè)體對于產(chǎn)品的態(tài)度,個(gè)人認(rèn)知指個(gè)體對產(chǎn)品的認(rèn)知和評估,主觀規(guī)范指參照群體規(guī)范信念的影響程度,從眾心理指個(gè)體面對參照群體規(guī)范信念影響時(shí)的依從程度。

慢性病患者對自身健康狀況的風(fēng)險(xiǎn)感知主要體現(xiàn)在對自身病情的認(rèn)知以及未來風(fēng)險(xiǎn)的不確定性。風(fēng)險(xiǎn)感知屬于個(gè)體對客觀病情的主觀感受,必然會(huì)影響消費(fèi)者對于產(chǎn)品的行為意向。王杉等研究發(fā)現(xiàn)老年慢性病患者對于居家醫(yī)療護(hù)理服務(wù)的需求率高達(dá)88%,且患病種類和狀況不同的老年人對于服務(wù)項(xiàng)目的需求狀況不同[11]。這表明慢性病患者的風(fēng)險(xiǎn)感知越高,購買意向的需求越強(qiáng)烈。因此提出假設(shè):

H1:風(fēng)險(xiǎn)感知會(huì)提高消費(fèi)者對產(chǎn)品購買的積極態(tài)度。

H2:風(fēng)險(xiǎn)感知會(huì)促進(jìn)消費(fèi)者更深入地了解產(chǎn)品。

H3:風(fēng)險(xiǎn)感知會(huì)加深他人的意見對消費(fèi)者的影響。

H4:風(fēng)險(xiǎn)感知會(huì)加深消費(fèi)者的從眾心理。

H5:風(fēng)險(xiǎn)感知對消費(fèi)者的購買意向有正向影響。

個(gè)人態(tài)度和個(gè)人認(rèn)知作為一種主觀反應(yīng),受到產(chǎn)品認(rèn)知、理解能力等客觀因素的影響。崔偉麗等研究發(fā)現(xiàn)老年人對醫(yī)養(yǎng)健康的認(rèn)知度越高,態(tài)度越積極,接受意愿越高[12]。劉敏等也強(qiáng)調(diào)了老年群體滿意度對于居家護(hù)理服務(wù)的重要性[13]。因此提出假設(shè):

H6:消費(fèi)者對產(chǎn)品的積極態(tài)度會(huì)鼓勵(lì)其購買產(chǎn)品。

H7:消費(fèi)者對產(chǎn)品的深入認(rèn)知會(huì)促使其購買產(chǎn)品。

慢性病患者作為依附群體的“社會(huì)人”,在做是否執(zhí)行購買行為的決策時(shí),會(huì)受到群體態(tài)度和建議的影響。戴友艷等研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)規(guī)范對于消費(fèi)者的購買意愿產(chǎn)生正向影響,積極的社會(huì)規(guī)范會(huì)促使購買行為的執(zhí)行,反之則抑制[14],即社會(huì)規(guī)范影響著消費(fèi)者的判斷。因此提出假設(shè):

H8:他人的積極意見會(huì)促使消費(fèi)者改善對產(chǎn)品的態(tài)度。

H9:他人的積極意見會(huì)促使消費(fèi)者加深對產(chǎn)品的認(rèn)知。

H10:他人的積極意見會(huì)鼓勵(lì)消費(fèi)者購買產(chǎn)品。

H11:從眾心理會(huì)促使消費(fèi)者改善態(tài)度。

H12:從眾心理會(huì)促使消費(fèi)者加深認(rèn)知。

H13:從眾心理會(huì)引導(dǎo)消費(fèi)者購買產(chǎn)品。

綜上,本研究的概念模型如圖2所示。

圖2 老年慢性病患者購買意向的概念模型

2 對象及方法

2.1 調(diào)查對象

本研究于2023年3—5月進(jìn)行,采用方便樣本法,在江蘇省內(nèi)針對患有慢性病的203位居民進(jìn)行了問卷調(diào)查,男105名,女98名。入選標(biāo)準(zhǔn):年齡≥45歲;慢性病患病數(shù)量≥1;意識(shí)清楚,有閱讀能力;自愿參與本次研究。

2.2 調(diào)查內(nèi)容

采用自行設(shè)計(jì)的調(diào)查表,主要包括兩個(gè)部分:第一部分包括性別、年齡、日常生活受照顧情況、患病情況、體檢等基本情況;第二部分包括風(fēng)險(xiǎn)感知、個(gè)人態(tài)度、個(gè)人認(rèn)知、主觀規(guī)范、從眾心理和購買意向。

2.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

采用SPSS 26.0和AMOS,主要通過信效度分析、結(jié)構(gòu)方程驗(yàn)證分析對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

3 數(shù)據(jù)分析及模型修正

3.1 樣本和數(shù)據(jù)

203名調(diào)查對象的樣本中年齡以50歲～70歲居多,占比為69.95%。被調(diào)查者中,患一種慢性病的情況最多,占比為53.2%。高血壓、高血脂和慢性腎衰的患者居多,占比分別為80.79%、68.97%和65.52%。

調(diào)查顯示,33.99%的被調(diào)查者認(rèn)為自身不健康(包括一般、比較差、非常差),但其中仍有34.78%處于自理的生活狀態(tài),27.54%由家人照顧,接受專業(yè)護(hù)理人員照顧的僅占5.80%。樣本中不能定期體檢的被調(diào)查者占到了22.66%,其中認(rèn)為自身不健康的人分別占到了30.43%。

3.2 信效度檢驗(yàn)

為了判斷被調(diào)查者對于同一變量選擇的可靠性,本文采用較為常用的Cranach’s α系數(shù)檢驗(yàn)變量的信度。標(biāo)準(zhǔn)化Cronbach's α系數(shù)為0.911,這表明本文量表對于各結(jié)構(gòu)變化的衡量都有較好的信度。

本文對變量進(jìn)行KMO和Bartlett檢驗(yàn)。結(jié)果顯示,KMO值為0.895>0.6,同時(shí)Bartlett球形度檢驗(yàn)的結(jié)果顯示,顯著性P值為0.000***<0.05,水平上呈現(xiàn)顯著性,拒絕原假設(shè),各變量間具有相關(guān)性,因子分析有效,程度為適合。

3.3 探索性因子分析

在證明量表可以進(jìn)行因子分析后,本文對其進(jìn)行主成分分析。通過分析方差解釋表格可知,在主成分為7個(gè)時(shí),總方差解釋的特征根低于1,因此共提取主成分6個(gè),變量解釋的貢獻(xiàn)率達(dá)到68.927%。碎石圖如圖3所示。6個(gè)主成分因子分別為風(fēng)險(xiǎn)感知(F1)、個(gè)人認(rèn)知(F2)、主觀規(guī)范(F3)、從眾心理(F4)、個(gè)人態(tài)度(F5)和購買意向(F6)。

圖3 碎石圖

其中,風(fēng)險(xiǎn)感知(6條目)測量調(diào)查對象關(guān)于獨(dú)立應(yīng)對、痛苦程度、護(hù)理知識(shí)、生活秩序等方面的風(fēng)險(xiǎn)感知;個(gè)人認(rèn)知(7條目)包括質(zhì)量、需求、價(jià)格、內(nèi)容、專業(yè)水平、隱私、欺騙方面;主觀規(guī)范(5條目)包括親友、網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)成員、商家方面;從眾心理(4條目)包括對產(chǎn)品、親友、社會(huì)成員方面;個(gè)人態(tài)度(3條目)包括信任、正確、理性方面;購買意向(3條目)包括考慮、優(yōu)先選擇、值得推薦方面。

3.4 驗(yàn)證性因子分析

經(jīng)分析,5個(gè)主成分因子中的V1～V28各個(gè)測量項(xiàng)水平上呈現(xiàn)顯著性,即拒絕原假設(shè),同時(shí)標(biāo)準(zhǔn)載荷系數(shù)均大于0.6,可以認(rèn)為其有足夠的方差解釋率表現(xiàn)各可觀測變量能在同一因子上展現(xiàn)。并且基于F1、F3、F4、F5、F6,AVE和CR值分別大于0.5和0.7,說明因子內(nèi)的測量指標(biāo)提取度優(yōu)秀;基于F2,AVE值小于0.5,CR值大于0.7,說明提取度較好。指標(biāo)顯示因子內(nèi)變量的聚合效度整體較好。如表1所示。

表1 因子載荷系數(shù)表

通過對因子之間的均值做相關(guān)性檢驗(yàn)得,各因子之間(除了F2和F5、F3和F4之間)有顯著相關(guān)性(P<0.01),相關(guān)性系數(shù)均小于對應(yīng)的AVE平方根,說明潛變量之間有一定相關(guān)性,且彼此間有一定區(qū)分度,量表區(qū)分效度理想。如表2所示。

表2 Pearson相關(guān)與AVE平方根值

本文對量表進(jìn)行模型擬合情況分析得,指標(biāo)均達(dá)到了理想標(biāo)準(zhǔn),說明模型與數(shù)據(jù)擬合度優(yōu)秀。如表3所示。

表3 模型擬合指標(biāo)

3.5 結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)

本文對結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行檢驗(yàn)。由模型路徑檢驗(yàn)結(jié)果表4可知, H2、H9不能拒絕原假設(shè),此路徑無效,即風(fēng)險(xiǎn)感知、主觀規(guī)范分別與個(gè)人認(rèn)知沒有正向關(guān)系。

表4 模型回歸系數(shù)表

本文根據(jù)各項(xiàng)檢驗(yàn)分析進(jìn)行模型修正,結(jié)構(gòu)方程模型的路徑圖如圖4所示。

圖4 老年慢性病患者購買意向的結(jié)構(gòu)方程模型

測量方程式如下:

F1=0.784×V1+0.730×V2+0.731×V3+0.813×V4+0.758×V5+0.790×V6+δ1

F2=0.768×V7+0.676×V8+0.744×V9+0.226×F1+0.182×F3+0.379×F4+δ2

F3=0.708×V10+0.780×V11+0.716×V12+0.767×V13+0.689×V14+0.389×F1+δ3

F4=0.789×V15+0.708×V16+0.691×V17+0.749×V18+0.286×F1+ δ4

F5=0.742×V19+0.649×V20+0.732×V21+0.670×V22+0.695×V23+0.652×V24+0.704×V25+0.335×F4+δ5

F6=0.805×V26+0.805×V27+0.782×V28+0.338×F1+0.222×F2+0.163×F3+0.227×F4+0.166×F5+δ6

F1～F6分別代表風(fēng)險(xiǎn)感知、個(gè)人態(tài)度、主觀規(guī)范、從眾心理、個(gè)人認(rèn)知和購買意向六個(gè)潛變量,V1～V28代表量表中28個(gè)可觀測變量,δi(i=1～6)代表殘差項(xiàng)。

3.6 潛在變量之間的關(guān)系分析

風(fēng)險(xiǎn)感知對購買意向的路徑系數(shù)值為0.338,說明風(fēng)險(xiǎn)感知和購買意向之間存在正向關(guān)系,證實(shí)了H5成立。風(fēng)險(xiǎn)感知在所有因素中路徑系數(shù)值最大,說明消費(fèi)者在進(jìn)行購買行為決策時(shí)更多會(huì)考慮風(fēng)險(xiǎn)感知的因素,對自身健康狀況的顧慮越大,越傾向于購買產(chǎn)品。

個(gè)人態(tài)度和個(gè)人認(rèn)知對購買意向的路徑系數(shù)值分別為0.222和0.166,驗(yàn)證了H6、H7的成立,說明兩者都對購買意向有正向影響。消費(fèi)者對于產(chǎn)品的態(tài)度和評價(jià)越好,越傾向于購買該產(chǎn)品。

主觀規(guī)范和從眾心理對購買意向的路徑系數(shù)值分別為0.163和0.227,驗(yàn)證了H10、H13的成立,說明兩者對購買意向有正向的作用。主觀規(guī)范對購買意向的影響力相對較弱,但從眾心理對購買意向的影響力相對較強(qiáng),可能存在以下兩點(diǎn)原因:(1)被調(diào)查者的年齡階段偏大,在身體健康和消費(fèi)方面的思維固化顯著,且認(rèn)知水平有限,購買行為決策不易因他人勸說而改變;(2)比起廣告一類的宣傳,慢性病患者更傾向于參照周圍群體的使用情況,周圍群體的購買行為會(huì)刺激他們的購買意愿。

風(fēng)險(xiǎn)感知對個(gè)人態(tài)度的路徑系數(shù)值為0.226,驗(yàn)證了H1的成立,說明存在正向關(guān)系,風(fēng)險(xiǎn)感知也會(huì)間接正向影響其購買意向。消費(fèi)者對自身健康狀況越擔(dān)憂,越會(huì)認(rèn)可產(chǎn)品,從而傾向于對購買產(chǎn)品。

風(fēng)險(xiǎn)感知對主觀規(guī)范、從眾心理的路徑系數(shù)值分別為0.389和0.286,驗(yàn)證了H3、H4的成立,說明風(fēng)險(xiǎn)感知會(huì)正向影響主觀規(guī)范和從眾心理,也會(huì)間接對購買意向有正向解釋能力。風(fēng)險(xiǎn)感知對主觀規(guī)范和從眾心理的影響力都相對較強(qiáng),且作用顯著,說明消費(fèi)者對自身健康狀況越擔(dān)憂,參照群體的影響力越大,他們對參照群體的依從程度越強(qiáng),從而也會(huì)提高對產(chǎn)品的購買興趣。

主觀規(guī)范對個(gè)人態(tài)度的路徑系數(shù)值為0.182,驗(yàn)證了H8的成立,說明主觀規(guī)范對個(gè)人態(tài)度具有正向影響,并間接影響購買意向。但主觀規(guī)范對個(gè)人態(tài)度的影響力相對較弱,說明參照群體的意見雖然對消費(fèi)者有影響,但很難改變其對于產(chǎn)品的觀感。

從眾心理對個(gè)人態(tài)度、個(gè)人認(rèn)知的路徑系數(shù)值分別為0.379和0.335,驗(yàn)證了H11、H12的成立,說明從眾心理對個(gè)人態(tài)度和個(gè)人認(rèn)知有正向影響,并間接影響購買意向。從眾心理對個(gè)人態(tài)度和個(gè)人認(rèn)知的影響力都相對較強(qiáng),且作用顯著,說明消費(fèi)者的從眾心理越強(qiáng),越會(huì)改善自己對產(chǎn)品的態(tài)度和評價(jià),進(jìn)而選擇購買產(chǎn)品。

H2和H9的假設(shè)并未得到證實(shí),說明消費(fèi)者的風(fēng)險(xiǎn)感知程度和參照群體的意見不能直接影響自己對產(chǎn)品的評價(jià)。分析原因如下:(1)消費(fèi)者對自身健康狀況有一定風(fēng)險(xiǎn)感知,但并不會(huì)影響他們對產(chǎn)品的認(rèn)知;(2)消費(fèi)者更傾向于聽取實(shí)質(zhì)性的意見,從而改變他們對產(chǎn)品的認(rèn)知。

3.7 潛在變量與可觀測變量之間的關(guān)系分析

3.7.1 風(fēng)險(xiǎn)感知與可觀測變量之間的關(guān)系 風(fēng)險(xiǎn)感知中護(hù)理知識(shí)儲(chǔ)備、家人、獨(dú)立應(yīng)對水平、生活秩序、病情嚴(yán)重程度、身體痛苦程度的標(biāo)準(zhǔn)化載荷系數(shù)分別為0.813、0.790、0.784、0.758、0.731、0.730,說明護(hù)理知識(shí)儲(chǔ)備不足對于風(fēng)險(xiǎn)感知的影響最大,對家人的影響次之。這六個(gè)可觀測變量都是影響風(fēng)險(xiǎn)感知的重要因子。

3.7.2 個(gè)人態(tài)度與可觀測變量之間的關(guān)系 個(gè)人態(tài)度中信任的標(biāo)準(zhǔn)化載荷系數(shù)最高(0.768),其次是理性(0.744),正確最弱(0.676),說明老年慢性病消費(fèi)者對產(chǎn)品的信任程度對個(gè)人態(tài)度的影響最大,然后才是對于自身實(shí)際狀況的理性思考。

3.7.3 個(gè)人認(rèn)知與可觀測變量之間的關(guān)系 個(gè)人認(rèn)知中產(chǎn)品質(zhì)量保障的標(biāo)準(zhǔn)化載荷系數(shù)最高(0.742),其次個(gè)人需求滿意度、價(jià)格、安全性、上當(dāng)、隱私、專業(yè)水平的標(biāo)準(zhǔn)化載荷系數(shù)分別為0.649、0.732、0.670、0.695、0.652、0.704,說明產(chǎn)品質(zhì)量最能影響老年慢性病消費(fèi)者對產(chǎn)品的認(rèn)知,產(chǎn)品價(jià)格和護(hù)理人員的專業(yè)水平的影響次之,最后才是個(gè)人需求滿意度。

3.7.4 主觀規(guī)范與可觀測變量之間的關(guān)系 主觀規(guī)范中親友、其他消費(fèi)者、網(wǎng)絡(luò)媒體、商家、周圍群體的標(biāo)準(zhǔn)化載荷系數(shù)分別為0.708、0.780、0.716、0.767、0.689,說明老年慢性病消費(fèi)者更傾向于聽取其他消費(fèi)者的意見,其他四類也對主觀規(guī)范有影響。

3.7.5 從眾心理與可觀測變量之間的關(guān)系 從眾心理中親友、其他消費(fèi)者、周圍群體、產(chǎn)品熱銷程度的標(biāo)準(zhǔn)化載荷系數(shù)分別為0.789、0.708、0.691、0.749,這說明相較于其他因素,親友對于產(chǎn)品的使用最能影響老年慢性病患者的購買意向。在進(jìn)行老年慢性病居家醫(yī)療護(hù)理服務(wù)產(chǎn)品的購買決策時(shí),產(chǎn)品熱銷程度和其他消費(fèi)者的影響貢獻(xiàn)度也很大,最后才是周圍群體的使用情況。

4 研究結(jié)論和建議

4.1 注重產(chǎn)品內(nèi)容與消費(fèi)者具體情況相結(jié)合

本調(diào)研認(rèn)為提高居家醫(yī)療護(hù)理服務(wù)產(chǎn)品的個(gè)性化、適用性十分必要。慢性病患者對于自身健康狀況的認(rèn)知和醫(yī)療護(hù)理習(xí)慣和認(rèn)知比較有限,且對于病情的顧慮比較嚴(yán)重,本文認(rèn)為應(yīng)該根據(jù)慢性病消費(fèi)者的具體情況對產(chǎn)品項(xiàng)目內(nèi)容進(jìn)行定制和細(xì)化,保證項(xiàng)目內(nèi)容貼合慢性病消費(fèi)者的病情、生活習(xí)慣和水平。例如,梁貞貞等研究說明,針對老年人群治療和康復(fù)難度大的特殊生理特點(diǎn),科學(xué)接種疫苗可以有效控制慢性病和預(yù)防感染性疾病,提高老年人群健康水平[15]。謝軍等提出應(yīng)滿足不同老年人的多層次、多樣性需求,做好健康檔案、疾病預(yù)防、慢性病管理等日常管理工作[16]。宋爽等通過應(yīng)用MATLAB模型對居民的日常膳食和鍛煉行為進(jìn)行精確計(jì)算,從而對生活方式進(jìn)行調(diào)整,達(dá)到維護(hù)機(jī)體健康、降低慢性病風(fēng)險(xiǎn)的作用[17],在慢性病患者的居家醫(yī)療護(hù)理服務(wù)中也可以應(yīng)用這一手段,幫助慢性病患者調(diào)整健康生活方式,建立科學(xué)飲食觀。

4.2 注重產(chǎn)品質(zhì)量贏得消費(fèi)者贊譽(yù)

在設(shè)計(jì)產(chǎn)品項(xiàng)目內(nèi)容時(shí),本調(diào)研認(rèn)為應(yīng)首先保障質(zhì)量的穩(wěn)定和提升,為慢性病消費(fèi)者提供更加優(yōu)質(zhì)的服務(wù);其次應(yīng)根據(jù)慢性病消費(fèi)者的具體情況對產(chǎn)品價(jià)格進(jìn)行更加細(xì)致的劃分,使價(jià)格和支付方式滿足消費(fèi)者的需求,王翠連等提出根據(jù)居民醫(yī)療服務(wù)需求提供價(jià)格合理的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)以保證家庭醫(yī)生簽約意愿增加[18],這一方法同樣適用于慢性病患者的居家醫(yī)療護(hù)理服務(wù)產(chǎn)品;最后應(yīng)注重護(hù)理人員專業(yè)技能和服務(wù)質(zhì)量的高水平,為慢性病消費(fèi)者提供更加專業(yè)化的服務(wù),這與李炎炎、趙怡展等的觀點(diǎn)一致[19-20]。這有利于提高消費(fèi)者對產(chǎn)品的態(tài)度和評價(jià),保證產(chǎn)品宣傳的誠信可靠,提高消費(fèi)者的信任度和滿意度,進(jìn)而促進(jìn)消費(fèi)者購買產(chǎn)品。

4.3 注重產(chǎn)品公關(guān)鞏固并擴(kuò)大消費(fèi)者群體

考慮到社會(huì)規(guī)范因素的影響,還需要對消費(fèi)者的使用情況和后期產(chǎn)品態(tài)度進(jìn)行跟進(jìn)調(diào)查,并根據(jù)具體數(shù)據(jù)對產(chǎn)品項(xiàng)目內(nèi)容進(jìn)行維護(hù)和更新,及時(shí)修補(bǔ)缺漏,滿足消費(fèi)者的需求。例如,Kagura等在南非約翰內(nèi)斯堡初級衛(wèi)生保健設(shè)施中患者對慢性病護(hù)理的滿意度研究中發(fā)現(xiàn)影響滿意度大小的關(guān)鍵預(yù)測因素,并提出調(diào)整現(xiàn)有框架以解決特定情況的患者體驗(yàn)問題[21]。同樣,可以通過對消費(fèi)者的滿意度進(jìn)行調(diào)查和研究,分析并解決存在的問題,以確保消費(fèi)者的產(chǎn)品體驗(yàn)和后期評價(jià)。同時(shí)注重參照群體的影響,通過良好的口碑穩(wěn)固和擴(kuò)大消費(fèi)用戶群體,以此刺激購買意向。

利益沖突無