互联网上的健康信息对医疗保健和医患关系的影响:对1.050名美国医生的全美调查

简介

越来越多的公众使用互联网获取健康信息[1］．预计这将“对医学产生深远影响”。2]，但目前还不清楚这种影响是有益还是有害。互联网作为卫生信息来源的优势包括方便获取大量信息，易于更新信息，以及促进理解和保留信息的交互式格式的潜力。互联网上的健康信息可使病人更了解情况，从而改善健康结果，更适当地使用卫生服务资源，并加强医患关系[2］．然而，互联网上的健康信息可能具有误导性或误读性，影响健康行为和健康结果，或导致不适当的临床干预要求[3.］．医生可能会接受不适当的要求，要么是因为拒绝费时，要么是因为他们担心拒绝会削弱医患关系[4，5］．在管理式医疗中，对患者不适当的要求作出回应可能尤其困难，因为患者可能认为医生拒绝可能是出于控制成本的需要[6］．有些医生可能难以适应与患者更平等的角色[7或可能会与更自信的患者发生冲突[8］．关于医生与在互联网上寻求健康信息的患者的经验的信息很少。

我们调查了具有全国代表性的医生样本，了解他们对患者从互联网上带来健康信息到办公室就诊的经验。我们的目的是确定医生对患者从互联网带来的健康信息对医患关系的影响的看法;访问的时间效率;患者接受的护理质量;以及病人的健康状况

方法

样本

2000名医生是从医疗营销服务公司(MMS)提供的全国医生名单中随机选择的。医疗营销服务名单基于美国医学协会(AMA)的国家数据库，包括美国医学协会的成员和非成员，每周更新一次。美国医学协会数据库包含超过65万名医生，是美国最完整的医生名单。目前每周直接护理病人超过20小时的医生也在调查之列。样本按专业进行了分层:初级保健、医学专业或外科专业。初级保健包括家庭医生、全科医生、内科医生和儿科医生。妇产科被归类为外科专科。

问卷调查

该问卷是在文献回顾和焦点小组讨论之后制定的。它经过了预先测试，以确保该工具易于完成，涵盖了所有感兴趣的领域，并且没有含糊不清的问题。它由封闭式问题组成，大约需要12分钟才能完成，分为3部分。整个样本都收到了问卷的第1部分，该部分引出了关于互联网上健康信息和直接面向消费者广告(DTCA)观点的一般信息。问题包括对这些信息的准确性和效果的一般看法，以及在工作中对互联网的个人使用。第2部分随机发送给50%的样本，并要求提供患者最近一次从互联网上获取信息的信息。使用“最后一次”方法来最小化回忆偏差。探讨的领域包括信息的相关性和准确性，医生对患者为何带来信息的看法，医生对患者的反应，以及他们对医疗保健、健康结果和医患关系的影响的看法。另外50%的样本接受了不同的第2部分，该部分探讨了这些相同的领域，但与上一次患者从直接面向消费者的广告中获得信息有关。直接面向消费者的广告数据呈现在其他地方[9］．整个样本都接受了第3部分，并获得了人口统计和工作量信息:每周面对面咨询的小时数，与患者护理相关的其他任务，以及行政任务;每周就诊人数;实际收入;家庭年收入低于2万美元且没有医疗保险的少数群体中享受医疗补助的患者比例;实践的地理环境;被调查者的年龄和种族。补充了来自医疗营销服务数据库的信息，包括专业、从医学院毕业的年份、地理区域(东部、南部、中西部、西部)、是在医院还是在办公室，以及是否在美国或海外接受培训。

反应率

数据收集于2000年11月至2001年2月期间进行。问卷被邮寄给选定的医生，并附有一张35美元的支票，作为完成问卷的感谢。发送了多达3个提醒，并与未响应者进行了额外的电话联系。在最初提交调查的2000名医生中，有38人不合格，因为他们已经去世、退休或不再执业;1050名医生完成了问卷调查(回复率53%)。其中，515人收到了网络版问卷，535人收到了直接面向消费者的广告版问卷。

分析

使用上述医疗营销服务变量，对数据进行加权，以代表医疗营销服务数据库中每周花20小时或更多时间直接护理患者的全国医生人数。从…中可以看出表1，加权数据和未加权数据之间的差异很小，证实受访者具有美国(美国)医生的代表性。

分析方法侧重于评估4个临床重要结局的单变量和多变量关系:医患关系的变化;时间效率;护理质量;以及患者的健康结果——每一项都采用3分制进行评估(改善、无差异、恶化)。中列出的所有人口统计、工作量和实践变量表1分别对这4个结果变量进行测试。单变量关系计算采用卡方统计量或适当的Fisher精确检验。此外，还对中间结果的单变量关系进行了调查:医生是否按照患者的要求做了(完全是vs部分是vs否)，该变量反过来评估其与4个主要结果变量的关系。

虽然一些工作量和实践特征被评估为连续变量(例如，未投保患者的百分比，每周平均就诊患者数量)，但大多数都是高度倾斜的，因此报告了这些数据的中位数和四分位范围。这些变量在第75百分位被分割，用于分析单变量关系，以测试这些因素的影响。选择这种分割，而不是中值分割，以最大限度地增加效果的可见性。

对于每个结果变量，分别与卡方统计实现相关P< .20使用逐步多元逻辑回归程序进行分析，以确定“最重要的”相关因素，其中重要性仅由统计标准定义。每次分析都要经过几次迭代，每次新的迭代都采用更严格的统计标准来纳入模型。每次迭代都要考虑一个由正向逐步过程产生的模型和一个由向后逐步过程产生的模型。最终模型包括所有与重要(P< .05)或近显著(。05年<P<.10)似然比测试，同时仍能达到适当的拟合，操作为P在Hosmer-Lemeshow拟合优度检验中为> .20。

由于所有数据都进行了加权(除非另有规定)，相应的程序进行校正P计算了数值和标准误差。我们使用STATA中的SVYTAB程序来获得Rao和Scott f检验P值(10]，以及STATA中的SVYLOGIT过程，以获得参数估计的校正标准误差。

结果

样本的人口学和其他特征

加权前后受访者的特征表现在表1．加权只对样本的特征产生了极小的影响，证实了受访者是美国医生的代表。从这一点开始，所有数据都是加权的。

个人使用互联网

61% (n = 639;95% CI, 58%-64%)的受访者在自己的实践中使用互联网。在这一组中，最常见的使用是获取科学信息，如文章或指南(88%;95% CI, 86%-91%)或通过电子邮件发给同事(63%;95% ci, 59%-67%)。获取患者的临床信息，如实验室结果(28%;95% CI, 25%-32%)和通过电子邮件发送患者(16%;95% CI, 13%-18%)是医生较少使用互联网。

Internet健康信息视图

总体而言，受访者对最近互联网上健康信息的增加持积极态度，75% (95% CI, 72%-77%)的总样本认为这是一件好事或非常好的事情。只有15% (95% CI, 13%-17%)的人认为这是一件坏事，其余的人持中立态度。同样，大多数医生(77%;95% CI, 74%-79%)表示，他们鼓励患者查找信息，尽管只有35% (95% CI, 32%-38%)推荐患者访问网站。

关于患者对互联网反应的看法

85% (95% CI, 82%-87%)的受访者经历过患者从互联网上带来信息的情况。对于大多数医生来说，这仍然是一个相对罕见的事件;59% (95% CI, 56%-62%)的受访者表示，他们的患者中只有不到五分之一的人这样做过。87% (95% CI, 85%-89%)的医生认为他们的患者关心互联网上的信息质量，84% (95% CI, 82%-86%)的受访者认为他们的患者在评价网站上的信息质量时只是一般或差(而不是好、非常好或优秀)．

患者在网上提供健康信息咨询的调查结果

在互联网上提供信息的病人的最后一次会诊

随机抽取一个子样本(n = 519)，询问患者最近一次在互联网上提供健康信息进行咨询的时间，430人报告说患者已经这样做了。其余数据来自这430名受访者。

信息质量

大多数受访者认为，上一次患者从互联网上获得健康信息时，这些信息非常(18%;95% CI, 15%-22%)或一些(64%;95% CI, 59%-68%)与患者的问题相关，非常(8%;95% CI, 5%-11%)或一定程度(66%;95% CI, 61%-71%)准确。

访问信息的原因和对干预请求的回应

受访者认为这些患者中的大多数(90%;95% CI, 87%-93%)给他们带来了信息，因为他们想要医生的意见。医生报告说，患者有时也希望改变药物治疗(31%;95% CI, 27%-36%)，一次检验(26%;95% CI, 22%-31%)，或转诊至专家(13%;95% ci, 10%-17%)。

医生通常按照病人的意愿行事，要么完全照办(23%;95% CI, 19%-28%)或部分(59%;95% ci, 54%-63%)。单变量关联显示在表2．

在多因素分析中，只有3个因素独立预测不按患者意愿行事。认为病人的要求不适合自己的健康状况是最重要的因素(OR = 4.4;95% CI, 2.4-8.0)，其次认为患者带来的信息不准确(OR = 3.0;95% CI, 1.6-5.5)和医生所在的专业类型。与初级保健医生和外科医生相比，医学专家更有可能不按患者的意愿做事(医学专家与初级保健医生相比OR = 2.8;95% CI为1.4-5.5，医学专家相对于外科专家OR = 2.0;95% ci, 1.02-4.1)。

对医患关系的影响

大多数医生认为，患者在就诊时提供信息是有益的(38%;95% CI, 33%-43%)或中性(54%;95% CI, 49%-59%)对医患关系的影响。单变量关联显示在表3．

多变量分析得出4个独立与医患关系恶化相关的因素。医生感觉病人在挑战他们的权威是最强的预测因素(OR = 14.9;95% CI, 5.5-40.5)，其次是医生认为患者的要求不适合其健康(OR = 9.9;95% ci, 2.7-36.4)。感觉病人没有为自己的健康负责与医患关系恶化独立相关(OR = 4.6;95% CI, 1.7-12.5)，而不是按照患者的意愿去做(OR = 4.0;95% ci, 1.7-9.7)。

对时间效率的影响

38% (95% CI, 34%-43%)的医生认为，患者提供咨询信息的效果损害了他们的时间效率，而只有16% (95% CI, 13%-20%)的医生认为这有助于提高时间效率。单变量关联显示在表4．

多变量分析显示，这些因素中有许多是独立相关的。在美国接受过培训的医生比在海外接受过培训的医生更有可能感到时间效率恶化(OR = 5.8;95% ci, 2.0-17.0)。其他独立相关的工作负荷因素是没有足够的时间来讨论信息(OR = 2.6;95% CI, 1.6-4.3)，每周就诊超过100例(OR = 1.8;95% ci, 1.1-3.0)。医生认为该要求不适合患者的健康(OR = 2.5;95% CI, 1.5-4.4)，认为患者在挑战他们的权威(OR = 3.6;95% CI, 1.8-7.2)，或认为患者没有对自己的健康负责(or = 2.2;95% CI, 1.3-3.8)也与时间效率恶化独立相关。

对护理质量的影响

大多数医生认为，这些信息对患者接受的护理质量没有影响(70%;95% ci, 66%-74%)。更多的医生认为它是有益的(25%;95% CI, 21% ~ 29%)比有害(5%;95% ci, 3%-8%) (表5)．Logistic回归显示，与护理质量恶化独立相关的唯一因素是医生认为患者挑战他们的权威(OR = 3.4;95% ci, 1.1-10.9)。

对健康结果的影响

75% (95% CI, 71%-79%)的医生认为信息对患者的健康结果没有影响，21% (95% CI, 17%-25%)的医生认为信息改善了健康结果，只有4% (95% CI, 2%-6%)的医生认为信息有害(表6)．在多因素分析中，只有2个因素与医生对恶化健康结果的感知独立相关:信息不准确(OR = 5.7;95% CI, 1.6-20.5)，或医生感觉患者在挑战他们的权威(or = 5.6;95% ci, 1.7-18.7)。工作量和实践特征与健康结果的影响无关。

讨论

这是第一个具有全国代表性的大型医生样本，用于研究医生对互联网上的健康信息对医疗保健质量、健康结果、卫生服务利用以及我们可以通过搜索MEDLINE找到的医患关系的影响的看法。我们发现了正面和负面影响的证据。我们的发现对临床医生、政策制定者和研究人员都有意义。

影响

在线信息的质量是至关重要的

医生们认为，患者在网上提供准确、相关的信息是有益的，并对此表示欢迎。相反，医生认为不准确或不相关的信息会损害护理质量、健康结果、时间效率和医患关系。因此，提高患者可获得的在线信息的准确性和相关性可能会改善卫生保健提供者、支付者和消费者感兴趣的结果。政策上的挑战是如何提高在线健康信息的质量，因为有大量的健康相关网站，而且网站的更新很容易。建议包括优质网站的“风筝标志”(批准印章)、网站开发和内容的行为准则、市场力量、引导用户访问可信网站、过滤器、用户评级工具，以及评估在线信息质量的公众教育[11-14］．这些建议的有效性和实用性仍有待证实[15-18］．

对患者提出的临床不恰当干预要求作出回应

当病人要求他们在网上了解到的不适当的临床干预时，美国医生可能会感到进退两难。从道德上讲，医生应拒绝不适当的要求，以避免伤害患者，并谨慎使用卫生服务资源。然而，先前的研究表明，拒绝患者的要求会降低患者的满意度[5，19］．医生可能不愿意损害病人的满意度，因为它被用作质量的一个指标，并可能影响医生的收入。这种困境在管理式医疗中可能尤其严重，患者认为医生拒绝请求的理由是经济原因，而不是临床原因。20.］．医生们还认为，拒绝临床不恰当的要求会损害时间效率。这种看法或现实可能会使医生不愿意参与这样的讨论，并可能反过来导致更多不适当的请求被满足，从而导致医疗成本的上升压力。

感到挑战的医生

17%的医生认为病人在探视期间挑战了他们的权威。这种反应与医患关系、护理质量、健康结果和时间效率的损害密切相关。我们的研究不能确定为什么医生会感到挑战。一些医生可能难以适应一种更平等的关系，在这种关系中，病人有更多的机会获得医疗信息[7］．另外，一些患者可能不承认医生的临床专业知识。这是一个有待进一步研究的领域。

方法论的注意事项

虽然我们的回复率只有53%，但与其他医生使用互联网的调查相比，它很好。因为我们的样本在年龄、性别、专业、执业地点和执业收入方面代表了所有美国医生，所以我们的结果可能适用于所有美国医生。相比之下，以前的调查研究了特定的医学分支[21]，使用的方便样本[22]或能上网的样本[23]，回应率低得不可接受(21%)[24]，或者样本非常小[25］．其他近期美国医生调查的回复率比我们的低[26-29]，反应者和无反应者之间缺乏实质性差异，反对系统选择偏差的存在。

与所有横断面研究一样，我们无法确定因果关系，也没有关于患者要求是否真的不合适或护理质量或健康结果的客观数据。然而，我们的测量是合理的，因为医生每天都在专业的基础上处理护理的适当性和结果。患者对这些咨询的看法可能有所不同，但我们从一项关于公众对互联网健康信息影响的看法的人口调查中得出的结果并没有什么不同[30.］．

结论

卫生保健组织、支付方和提供者都非常关心确保互联网上的健康信息准确，以及医生具备必要的技能来应对带来此类信息的患者。如果互联网对医学的影响真正有益，这些领域就需要强有力的领导。