［摘   要］为研究员工认知对企业健康管理参与意愿的影响，本研究基于技术接受模型理论，使用结构方程模型方法构建员工健康管理参与意愿模型，分析感知易用性与感知有用性对自我效能感的影响路径以及组织认同感在此过程中的调节作用，旨在为企业提升健康管理效能提供理论支持和实践参考。研究表明，感知易用性和感知有用性均显著正向影响自我效能感；自我效能感正向影响参与意愿；感知有用性在感知易用性与自我效能感之间起中介作用；组织认同感的调节作用未达显著水平。研究结果显示，企业需优先优化健康管理服务工具的易用性与功能性，通过降低操作门槛强化员工能力信心，而非过度依赖组织认同感驱动参与行为。本研究丰富了员工健康管理领域理论，为企业制定健康管理策略提供实践指导。 
      ［关键词］员工健康管理；技术接受模型；员工认知；自我效能感；参与意愿；组织认同感

      1  研究背景

      近年来，企业员工的健康状况日益引起社会关注。数据显示，全国约60% 的企业员工处于亚健康状态，在经济发达地区，该比例更高出 13%。《2022 中国职场员工健康风险报告》显示，65% 的员工因生理健康问题已影响正常工作，44% 存在心理健康问题，80% 对重大疾病支出缺乏信心。这与普遍的加班现象密切相关，中国已成为全球工作时间最长的国家之一。

      为应对这一挑战，国家相继出台多项政策。2019年发布《关于推进健康企业建设的通知》， 2022 年发布《“十四五”国民健康规划》[1]，推动了企业加强职工健康管理。在政策引导下，2023 年中国健康管理市场规模达 18 107 亿元，服务形式也日趋多样化。

      然而，现有健康管理服务仍存在诸多问题。超过50% 的服务仅停留在基础体检和健康教育层面，未能满足员工对更深层次的医疗服务需求。相关满意度调查显示，仅 10% 的员工对现有服务表示满意， 70%~80% 持中立态度。主要问题包括覆盖面有限、内容单一、缺乏长期跟踪和技术投入不足等。

       提升员工健康管理参与度对企业发展具有重要意义，不仅有助于了解员工需求、提高管理效果，还能促进企业文化建设，增强组织凝聚力和竞争力。

      2  理论基础与研究模型构建

      2.1 技术接受模型

      技术接受模型（TAM），由密歇根大学 的学者Davis 基于理性行为理论提出 [2]，旨在分析个体对新技术的使用行为，并可拓展为多种复杂的用户行为模型。最初，Davis 提出该模型是为了解释计算机普及的影响因素 [3]。随着 TAM 的不断发展，该理论已广泛应用于研究用户对新技术的接受与使用行为。该模型认为，实际使用系统或技术的关键因素是行为意向，而行为意向受使用态度的影响，使用态度则由感知有用性和感知易用性两个主要因素决定。

      2.2 员工认知与自我效能感

      在本研究中，“员工认知”被定义为员工对企业健康管理服务的知觉、评价与反应。这种认知包括员工对健康管理服务的感知有用性与感知易用性。员工可能会根据自己对健康管理服务内容、实施方式及其预期效果的理解，形成对该服务的认知。这些认知将直接影响员工是否愿意参与该项服务，以及参与的积极性和持续性。

      自我效能是美国著名心理学家阿尔伯特 - 班杜拉（Albert Bandura）于 1977 年根据社会认知理论首次提出的：自我效能感水平较高的学生更有可能相信自己有能力完成某项任务，无论任务难易。Schwarzer 和Born 从更广泛的意义上定义了自我效能感：一个人对自己完成非特定任务的能力的信心，以及一个人在一般情况下能够有效控制自己生活各个方面的信念 [4] 。具体而言，自我效能感可以通过增强员工参与健康管理的信心，从而影响他们是否愿意参与的意愿。

      2.2.1 感知有用性

      Davis 将感知有用性定义为个体认为通过进行某项特定行为能够提升其工作表现的程度 [2]。徐玮琪等以生鲜农产品为例，探讨了感知有用性作为中介变量，并验证了其在其中的作用 [5]。当员工认为健康管理服务能够改善健康或提升工作表现时，便会增强对服务的认同并提升自我效能感，从而增强参与意愿。当员工认为某项健康管理服务越容易使用，越可能认为它是有用的。基于此，本文提出假设，H1：员工认知中的感知有用性正向影响自我效能感。H3：员工认知中感知有用性在感知易用性与自我效能感之间起中介作用。

      2.2.2 感知易用性

      Davis 将感知易用性描述为用户在使用某个系统时感知到的轻松程度，也就是使用该系统时所感受到的便利程度。当用户认为系统易于使用时，他们更可能认为该系统是有用的，因为节省的认知努力可以转化为对功能价值的认可 [2] 。Akdim 等人通过 TAM 模型实证研究发现，感知易用性是用户继续使用社交移动应用程序的主要因素 [6]。当员工认为某项行为或服务简单易用时，简化的操作降低了心理负担，增强了员工的自我效能感，使他们对参与充满信心。基于此， 本文提出假设，H2：员工认知中的感知易用性正向影响自我效能感。

      2.3 参与意愿

      参与意愿表示个体实施参与这个动作内心的倾向。Blackwell 等人认为参与意愿是个体对具体事件的主观判断和倾向，即执行特定参与行为的概率高低 [7]。陈小连、胡孝平认为，参与意愿是感知价值的评判结果，对低碳旅游的感知价值会促使人们做出参与或者不参与的决定，从而做出相应行为 [8]。张金鑫、胡海认为，参与意愿是个体感知到外部条件后，在心里产生的一种采取行为或不采取行为的想法，当条件成熟时，个体采取行为即产生参与行为 [9]。具体而言，当员工从心理上认为对某项健康管理服务充满信心时，会产生参与健康管理行动的想法，从而做出参加健康管理活动的行为。基于此，本文提出假设，H4：自我效能感正向影响参与意愿。

      2.4 组织认同感

      Ashforth 和 Mael 认为组织认同是社会认同的一种特例，指员工基于与组织相似的价值观产生的归属感和认知 [10]。董彦和王益宝指出，组织认同是个体自愿将自己的认知与行为与组织相一致，表现为理性的责任感和契约感，以及感性的归属感与依附感 [11]。当员工对企业形成强烈的组织认同感时，他们会以企业的目标和价值观为导向，积极推动工作行为，同时抑制消极行为。具体而言，高组织认同的个体倾向于将组织目标视为个人目标，并主动投入资源（如时间、精力）以达成目标。基于此，本文提出假设，H5：组织认同感在感知易用性与自我效能感之间起调节作用。 H6：组织认同感在感知有用性与自我效能感之间起调节作用。

      2.5 研究模型

                                                                          员工健康管理参与意愿模型如图 1 所示。

      3   问卷设计与数据分析

      3.1 问卷设计

      通过对员工健康管理参与意愿的分析及相关文献回顾，本文在国内外已有文献中特定变量的测量题项基础上，结合健康管理服务的特点，对一些题项进行了修改，形成最终量表。问卷采用 Likert5 级量表评分方式，从“很不同意”到“很同意”。其中，感知有用性、感知易用性量表借鉴自 Davis[2]  的研究，自我效能感量表借鉴自 Hsu 和 Chiu[12]  的研究，组织认同感量表借鉴自Miller 等 [13]  的 OIQ 量表，参与意愿量表借鉴自Wu 等人 [14] 、Wu 和 Wang[15]  的研究量表。

      3.2 数据收集

      本次问卷通过线上问卷形式发放，共发放 350 份问卷，剔除答题时间不合理（低于 3 分钟）、问题回答前后不一致、不同选项的答案同质化严重的问卷，共获得有效问卷 317 份，有效率为 90.57%。如表 1 所示。

      3.3 信度效度检验

      3.3.1 信度检验

      使用 SPSS 24.0 对数据进行可靠性分析，对样本整体与各维度的信度进行测试，如表 2 所示。样本整体的 Cronbach’s α 等于 0.922，表明样本整体的可信度较高。其中，单个量表 Cronbach’s α 均大于 0.7，表明各维度变量可靠性较好，具有可信度。由此可知， 调查问卷无论是部分还是整体，都有不错的信度。

      3.3.2 效度检验

      本文利用 SPSS 24.0 对样本数据进行 KMO 与Bartlett 球形检验，问卷整体的KMO 值为0.949，Bartlett球形检验卡方值为 2 258.306，显著性概率为 0.000***，说明符合主成分分析标准。收敛效度的检验标准为标准化载荷系数大于 0.5、组合信度（CR）大于 0.7、平均方差萃取值（AVE）大于 0.5；区分效度的检验标准为各变量 的 AVE 值 的平方根均大于变量间相关系数。本研究相关数据除感知有用性（AVE = 0.463，CR = 0.721）略有偏差外，均符合标准。说明问卷有较高的信度和较好的收敛效度、区分效度，如表 3、表 4、表 5 所示。

      3.4 结构方程模型分析

      本研究采用 AMOS28 软件对模型的拟合度进行了检验。其中，χ2/df = 1.94，小于 3，说明模型符合拟合度适配范围。GFI 值为 0.936，RMSEA 值为0.055， RMR 值为 0.048，CFI 值为 0.968，NFI 值为 0.936， NNFI 值为 0.957。所有拟合指数均优于推荐值，这表明模型具有较好的拟合优度，符合验证假设要求。分析潜变量间的结构关系及其标准化路径系数的估计值、SE 值、CR 值和假设检验结果可知，假设H 1、H2、H4 的显著性水平均小于 0.05，假设 H 1、 H2、H4 均成立，如表 6、表 7 所示。

      3.5 中介作用

      中介作用检验结果表明（如表 8 所示），感知有用性在感知易用性与自我效能感之间起中介作用（P 显著，自我效能感 =1.018+0.536* 感知易用性 +0.215* 感知有用性），假设 H3 成立。

      3.6 调节效应

      调节效应检验结果表明，感知有用性与组织认 同感 的乘积项对 自我效能感 的预测作用不显著（P = 0.881），这表明用户组织认同感对感知有用性导致的自我效能感并没有产生十分显著的影响，假设H6 未能得到支持。感知易用性与组织认同感的乘积项对自我效能感的预测作用不显著（P = 0.823），这表明用户组织认同感对感知易用性导致的自我效能感并没有产生十分显著的影响，假设 H5 未能得到支持。如表 9、表 10 所示。

      3.7 小  结

      本研究主要得出 4 个结论。一是员工认知（感知有用性、感知易用性）均对员工的自我效能感产生显著的影响。例如，当员工认为健康管理服务能够改善健康或提升工作表现时，便会增强对服务的认同并提升自我效能感，从而增强参与意愿。当员工认为某项行为或服务简单易用时，简化的操作降低了心理负担，增强了员工的自我效能感，使他们对参与充满信心。

      二是员工认知中感知有用性在感知易用性与自我效能感之间起中介作用。当员工认为健康管理服务使用简单，会更易认可其价值，进而形成“我能有效使用该服务”的积极判断。

      三是自我效能感对员工参与健康管理意愿产生极强的影响。当员工自我效能感增强时，员工相信自己能够从健康管理服务中获得积极的成果，进而更愿意参与其中。

      四是组织认同感在员工认知（感知有用性、感知易用性）与自我效能感的关系中并不起显著调节作用。这表明，健康管理服务的有用性、易用性对员工自我效能感的提升是普遍适用的，不受员工对组织认同感水平的限制。

      4  局限与展望

      本研究虽系统探讨了员工健康管理参与意愿的影响机制，但仍存在以下局限：一是变量的深度与广度不足，研究聚焦于员工认知（如感知有用性、感知易用性），但未纳入个体健康需求差异、家庭支持或经济激励等潜在调节变量，可能导致模型解释力受限。因此，在未来的研究中可以引入更多可能影响员工健康管理参与意愿的变量，如个人健康状况、工作压力、企业文化等，以构建更全面的研究模型。二是样本存在一定局限性，样本量相对有限，主要集中在特定地区和行业（央国企、事业单位），无法全面反映所有企业员工对健康管理服务的认知和参与意愿。因此，在未来的研究中可以扩大样本量，涵盖更多地区和行业的企业员工，以提高研究结果的普适性和代表性。三是关于组织认同感在员工认知与自我效能感关系中并没有起到显著调节作用可能存在局限性。样本主要集中在一线城市和部分特定行业，这些员工可能本身就具备较高的职业认同感和组织忠诚度，从而减弱了组织认同感在员工认知与自我效能感关系中的调节作用。此外，样本中可能包含一定比例的新入职员工或合同工，他们对组织的认同感可能相对较低，进一步模糊了组织认同感的作用。因此，在未来的研究中可以采用改进度量工具与指标、扩大样本范围与多样性、完善理论模型与假设等方法，进一步揭示组织认同感在员工健康管理参与意愿中的重要作用。

      5  结束语

      基于本研究的分析结果，对企业管理者如何提升员工健康管理参与意愿提出以下几点建议：企业应结合员工实际需求，开发个性化、易操作的健康管理服务。例如，通过健康数据分析提供定制化建议，降低参与门槛，提升实用性；完善健康管理配套资源（如健康课程、设备补贴、灵活时间安排），并通过领导示范和激励机制（如积分奖励、健康成就表彰）增强员工积极性；定期开展健康知识宣传和互动活动（如健康挑战赛、讲座），帮助员工认识到健康管理的长期价值，并通过阶段性目标达成增强其信心。

主要参考文献

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