在美国使用互联网与卫生保健提供者沟通:来自2003年和2005年卫生信息全国趋势调查的估计(提示)

介绍

十多年来，研究一直表明，一些公众成员希望与医疗保健提供者进行基于互联网的交流，对在线患者-提供者交流的偏好估计在40%至83%之间[1-9]。医学研究所将以病人为中心的医疗保健定义为满足病人需求和偏好的医疗保健，并确定信息技术对提高医疗保健质量至关重要[10]。有证据表明，与卫生保健提供者的在线交流可提高与健康有关的生活质量(例如，[11])，而且，保健消费者将受益于保健信息技术与保健提供者之间日益加强的伙伴关系:保健提供者是比因特网更值得信任的保健信息来源，但因特网是公众检索保健信息最常用的来源[12]。因此，随着在线医患沟通等电子医疗应用在医疗领域的发展，有必要研究基于互联网的医患沟通的普遍程度，并确定与使用互联网相关的社会人口统计学和健康相关因素，以确保所有医疗消费者都能享受到与医疗服务提供者进行在线沟通的潜在好处。

尽管互联网的普及(估计有73%的美国成年人上网，其中91%使用电子邮件)[13])以及越来越多的公众认可互联网是与健康有关的决策的有用工具[14]，网上的医患沟通仍然不常见[15-18]。在承认在线医患沟通(例如预约预约)的潜在好处的同时[19])，医疗保健提供者担心与患者在线交流相关的保密性、报销和工作量[20.]。总体而言，患者对在线交流的偏好高于医护人员[21]。

2003年，国家癌症研究所发起了第一次两年一次的健康信息国家趋势调查(HINTS) [22，23]。“提示”计划旨在收集关于癌症信息环境影响的具有全国代表性的数据，并具体评估公众利用信息技术促进健康的情况。虽然以前对在线公众使用互联网与卫生保健提供者交流的估计是根据具有全国代表性的数据报告的[15，17，24]，提示的目的和设计允许对与卫生保健提供者在线交流相关的社会人口和健康相关因素进行比以往调查更深入的检查。此外，使用2003年和2005年的提示的横断面迭代，我们可以检查美国互联网用户与医疗保健提供者在线交流的流行程度是否随时间而变化。

2001年，估计有6%的互联网用户给医疗保健提供者发过电子邮件[15]，在2003年上升至7% [17]。在本文中，我们根据2003年和2005年美国成年人上网的全国概率样本提供了基于互联网的患者-提供者交流的估计。此外，我们报告了在这2年期间使用互联网与医疗保健提供者沟通的变化，并确定与在线患者-提供者沟通相关的社会人口统计学和健康相关因素。总的来说，我们预计在线患者与提供者交流的流行率将很低，但在2003年至2005年期间，使用互联网与保健提供者交流的情况将显著增加。此外，根据以往的研究结果[2，25]，我们预计受教育年限越长、社会经济地位越高、与医疗保健系统接触越多的互联网用户将更有可能报告与医疗保健提供者进行过在线交流。

方法

数据源

本研究的数据来自HINTS 2003和HINTS 2005，这是两次具有全国代表性的调查，旨在评估癌症信息环境的影响以及公众对癌症和癌症预防相关的知识、态度和行为的影响。26]。有关提示的概念架构及设计样本的全面报告已在其他地方公布[22，23]。

HINTS 2003的数据从2002年10月到2003年4月收集。HINTS 2005的数据是从2005年2月到8月收集的。横断面调查是由训练有素的采访者从美国所有电话交换机中抽取具有代表性的美国家庭样本进行的。2003年对非裔美国人和西班牙裔美国人数量较多的交易所进行了抽样调查。在家庭筛查期间，从每个家庭中选出一名成年人(18岁或以上)参加完整的调查。2003年，在家庭筛选层面(即为抽样目的与家庭的初次接触)的回复率为55%，在抽样人员访谈层面(即由抽样家庭成员完成访谈)的回复率为63%;2005年的回应率分别为34%及61%。每个在HINTS 2003和HINTS 2005年完成问卷的被抽样成年人被分配一个最终抽样权和一组50个重复抽样权。这些抽样权重用于计算具有全国代表性的估计值，调整无响应，并通过使用比相应的提示估计值(例如，通过当前人口调查获得的估计值，其样本量比提示大得多)更小的抽样和非抽样误差的信息来减少估计值的抽样方差。

2003年和2005年分别对6369名成人和5394名成人进行了完整的访谈。在这两项调查中，只有互联网用户(2003年n = 3982;n = 3244(2005年))被问及在过去12个月中是否使用电子邮件或互联网与医生或医生办公室沟通(是/否)。因此，本研究以2003年和2005年的互联网用户为研究对象。

研究变量

正如先前对互联网用户使用网上医患交流的调查(例如，[15])，本研究中包含的社会人口学变量包括年龄、性别、教育程度、年收入、种族/民族和大都市统计区域(大都市或非大都市县)。先前的研究也表明，与健康相关的变量，如较差的自我报告健康状况[2有健康保险[25]，与使用在线患者-提供者交流有关。本研究中与健康相关的变量包括自我报告的健康状况、拥有健康保险和个人癌症史。

数据分析

使用sas可调用的SUDAAN, version 9.0进行分析[27]，以解释HINTS的复杂调查设计，并获得适当的标准误差和95%置信区间(ci)的点估计。“拒绝”或“不知道”的回答被视为遗漏。提出了未加权和加权描述性统计，并在所有推论统计分析中使用加权数据。双变量分析(卡方)估计了2003年至2005年间与卫生保健提供者在线交流流行率的变化，以及2003年至2005年间社会人口统计学或健康相关因素与在线交流之间的关联。使用三个多变量逻辑回归模型来估计与卫生保健提供者进行在线交流的几率。第一项研究使用2003年至2005年互联网用户的综合数据集来模拟这两年期间使用在线患者-提供者交流的变化。然后，我们在2003年和2005年分别检查了社会人口统计学和健康相关因素，以确定与使用在线患者-提供者沟通相关的研究变量是否随时间一致。回归模型使用强制输入变量选择，其中所有研究变量都在一个步骤中输入。

结果

样本特征和双变量分析

表1展示了HINTS 2003和HINTS 2005的互联网用户样本特征(加权和未加权)。2003年，7%的互联网用户报告在过去12个月内与医疗保健提供者在线沟通，这与2003年基于互联网的患者与提供者沟通的流行率估计一致[17]。2005年，10%的互联网用户报告在网上与卫生保健提供者交流。在双变量分析中，从2003年到2005年，基于互联网的医患沟通的增加具有统计学意义(χ²₁= 9.44;P= .003)。

研究变量和电子邮件卫生保健提供者之间的双变量关联显示在表2。2003年，与医疗保健提供者在线交流的受访者受教育年限明显更长，而且更有可能居住在大都市县。2005年，他们更有可能是女性，受教育年限明显更长，而且更有可能有个人癌症病史。

多变量分析

我们的第一个多变量逻辑回归估计了2003年至2005年间与医疗保健提供者在线沟通的几率的变化。该分析使用了来自HINTS 2003年和2005年的互联网用户的综合数据集(n = 7134)。在对研究变量进行调整后，纳入了提示管理年份(2003年或2005年)，以检查在线患者与提供者沟通的流行率的增加是否仍然显着表1(数据未显示)。与双变量结果一致，2003年至2005年间，成人互联网用户中在线患者-提供者交流的流行率显著增加;与2003年的调查对象相比，2005年的调查对象与卫生保健提供者进行在线交流的几率增加了33% (OR = 1.33;95% ci = 1.04-1.70;P= 03)。

表3按提示显示多变量分析的结果。与2003年的双变量结果一致，教育程度和大都市统计区域与在线患者-提供者交流的使用有关。具体来说，大学毕业生的互联网用户与医疗保健提供者在线交流的几率是高中以下教育程度者的三倍多(OR = 3.73;95% ci = 1.10-12.59;P= 03)。与居住在都市区县的互联网用户相比，居住在非都市区的人更不可能使用在线患者-提供者交流(OR = 0.62;95% ci = 0.41-0.95;P= 03)。最后，报告健康状况“一般”或“较差”的互联网用户与医疗保健提供者在线交流的几率更高(or = 1.46;95% ci = 1.00-2.04;P= . 05)。

在2005年的互联网用户中，与男性相比，女性更有可能在网上与卫生保健提供者进行交流(OR = 1.47;95% ci = 1.00-2.15;P= 0.05)，与没有癌症病史的患者相比，癌症幸存者更有可能使用在线患者-提供者交流(OR = 1.99;95% ci = 1.27-3.12;P= .002)。这些结果与双变量分析一致;然而，在多变量模型中，教育与在线医患沟通无关。

讨论

尽管进行了十多年的研究，并制定了卫生保健提供者使用互联网通信的指导方针[28]，使用在线患者-提供者沟通的医疗保健消费者的数量仍然远远低于愿意这样做的人数的估计。尽管来自hint的数据表明，使用的增长速度正在放缓，但在线医患沟通的扩散速度远低于一般互联网使用的扩散速度[29]。

因此，问题仍然存在:为什么与医疗保健提供者在线交流的总体流行率如此之低?虽然医疗保健消费者和医疗保健提供者对在线交流表示关切，但医疗保健消费者和医疗保健提供者对基于互联网的交流的满意度评分和对医疗保健质量影响的预测总体上是有利的(例如，[5，30.，31])。因此，通过努力改变医疗保健消费者或医疗保健提供者的主要积极态度，而是通过改变与医疗保健提供相关的政策，可能不会显著增加在线患者-提供者沟通的使用[32并通过开发优先考虑可用性的系统[33]。最近网上个人健康记录和电子健康记录的普及和采用，可能会影响网上病人与提供者沟通的普及[34，35]，州和联邦两级旨在促进卫生信息技术传播的政策(例如，[36])。持续实施政策，为在线患者-提供者通信提供支持架构，并解决与消费者和医疗保健提供者偏好、系统互操作性、数据安全性和医疗保健成本相关的问题，对于最大限度地提高医疗保健消费者和医疗保健提供者之间基于互联网的通信的可用性、采用和有效性至关重要。32，33，35，37，38]。

互联网用户的社会人口学和健康相关特征与在线患者-提供者沟通的使用之间的关联揭示了谁可能率先使用在线医疗保健提供者沟通，谁可能落在后面的见解。2003年，受教育程度高的互联网用户更有可能在网上与医疗服务提供者进行交流，这与之前的研究结果一致[5]。2005年受教育程度不显著可能表明，随着在线患者-提供者沟通的普及，医疗保健消费者的受教育程度不再是与医疗保健提供者进行在线沟通的障碍。同样，尽管2003年居住在非大都市县的互联网用户较少使用在线患者-提供者交流，但大都市统计区域与2005年的使用无关。高速互联网接入深入农村地区[39，40随着时间的推移，该地区阻止与医疗保健提供者进行在线交流的程度可能有所下降。在这两年中，较差的健康状况指标(差/一般的自我报告健康状况，个人癌症史)与在线医疗保健提供者交流有关，这表明有更多医疗问题的互联网用户或由于严重的病史而更多地参与医疗保健系统的互联网用户可能更“沉迷”于基于互联网的健康交流资源，或者可能更频繁地需要使用它们。最后，在2005年，与男性相比，女性更有可能使用在线患者提供者交流。这一结果与网上女性比男性更有可能专门搜索健康信息的发现相一致[41]以及使用互联网进行与健康有关的人际交流(例如，使用在线支持小组或健康聊天室)的妇女比例较高[42])。

我们没有观察到与医疗保健提供者的在线交流与其他研究中记录的种族/民族或年收入等特征之间的关联(例如，[2，25])作为“数字鸿沟”的证据[43，44]。尽管如此，研究和政策应继续针对可能受到数字鸿沟影响的群体，以确保卫生信息技术的进步使所有卫生保健消费者受益[45]。最后，我们的结果与之前的研究结果不一致，这些研究发现年轻的互联网用户更有可能与医疗服务提供者进行在线交流(例如，[2，6])，这表明各个年龄段的互联网用户对在线交流的舒适度都有潜在增长。

限制

尽管HINTS数据具有全国代表性，但我们的结果的普遍性可能受到调查回复率和2003年至2005年回复率下降的限制。然而，暗示的回应率与其他全国性随机数字拨号调查相当[46]，并且我们关于在线患者与提供者交流的流行程度的发现与其他报告之间的一致性[17]支持HINTS估计的可靠性。此外，在已发表的文献中，对互联网普及率的估计差异很大;由于提供公开数据的联邦调查所要求的抽样精度，暗示外显率估计可能比市场分析公司报告的数据更为保守。由于项目措辞，我们只能在“在线患者-提供者沟通”或“与医疗保健提供者基于互联网的沟通”的广义层面上讨论我们的结果，并且无法以更具体的方式(例如，使用个人电子邮件，使用Web门户)描述可能影响我们的发现和最终结论的这种行为[38]。最后，尽管提示提供了一个有价值的关于基于互联网的卫生保健提供者交流的流行程度的人口层面的视角，以及关于使用它的人的特征的信息，但所有的数据都是基于自我报告的，并且提示不允许更深入地检查与卫生保健提供者在线交流的障碍或对那些这样做的人的感知好处。为了最好地满足患者和卫生保健提供者的需求，随着卫生信息技术日益成为标准医疗保健的一部分，研究应继续评估卫生保健消费者和卫生保健提供者对使用基于互联网的通信的障碍和好处的看法。

结论

在线医患沟通增长缓慢，但仍不常见。虽然在2003年，较低的教育水平和非城域县居住可能是与卫生保健提供者使用基于互联网的通信的障碍，但到2005年，这些障碍在提示中并不明显。然而，在经历健康问题或有重大病史的互联网用户中，使用在线患者-提供者沟通的比例更高;没有特殊医疗问题的医疗保健消费者可能需要更多的提示，以便在从事预防性医疗保健时与医疗保健提供者使用基于互联网的通信。有必要改变卫生保健政策，以增加患者与提供者在线交流的传播和采用，而互联网接入仍然是一个重大障碍。必须解决互联网接入方面的差距，以确保越来越多地使用患者与提供者之间的在线通信不会扩大数字鸿沟，也不会扩大服务不足和代表性不足人群在医疗保健质量方面的差距[25，45]。