原始论文
摘要
背景:沟通是慢性疾病管理的关键,互联网已经改变了患者和提供者交换信息的方式。由于数字鸿沟使得一些人群无法有效地访问在线资源,患者对安全信息的采用有所不同。
摘要目的:本研究旨在调查患者-提供者在线交流的现状,探索患者-提供者在线交流工具的使用趋势。
方法:采用三部分分析过程进行以下研究:(1)再分析,(2)跨年密切复制,(3)趋势分析扩展。在再分析阶段,使用了公开的健康信息全国趋势调查(HINTS) 1和2数据,目的是确定2007年发表的先前研究中使用的精确分析方法。为了确定随时间变化的趋势,使用原始分析方法将原始分析扩展到另外3个数据年(即2008年、2011年和2013年)。多元逻辑回归用于分析所有年份的汇总数据,除每个数据年份的模型外,还将年份作为附加预测因子。
结果:从2003年开始,互联网用户与医疗保健提供者在线交流的几率逐年显著上升(2005年:优势比[OR] 1.31, 95% CI 1.03-1.68;2008:或2.14,95% ci 1.76-2.59;2011:或2.92,95% ci 2.33-3.66;2013年:OR 5.77;95% ci 4.62-7.20)。从统计上看,与互联网用户与医疗服务提供者在线交流相关的重要社会经济因素包括年龄、是否有医疗保险、是否有癌症史以及居住在城市地区。
结论:自2003年以来,互联网用户与医疗保健提供者在线交流的比例显著增加。尽管这些趋势令人鼓舞,但对一些群体来说,获取服务仍然存在挑战,可能导致与沟通有关的一系列新的健康差距。
doi: 10.2196 / jmir.7851
关键字
简介
患者与其卫生保健提供者之间的有效沟通对提供医疗服务至关重要[
- ].如果没有有效的沟通及其所能建立的信任,慢性疾病管理就会变得脆弱,高质量护理的提供也会受到损害[ ],药物依从性降低,患者依赖低质量的信息做出影响其健康的决定[ ].互联网改变了人们的交流方式,提供了替代的交流方式(如电子邮件、安全消息、即时消息和在线视频),补充或在某些情况下已经取代了传统的面对面和电话交流。这些替代沟通渠道正在得到更频繁的利用,并正在成为保健行业提供服务的正常组成部分。实证研究发现,电子通信的增加与健康结果之间存在正相关。使用互联网通信可以促进患者参与,并为患者-提供者沟通创建更好的记录模式[
, ].人们对将护理过程(例如,转诊请求,测试结果)转移到技术支持的模型越来越感兴趣。对于医生来说,减少低价值行政活动的面对面会诊时间可以让他们专注于更重要的临床会诊[ , ].对于患者来说,新的沟通渠道可以减少与医疗系统导航相关的访问负担,包括与寻求医疗服务相关的交易成本(例如,交通、请假寻求医疗服务)。里德及其同事最近的一项研究[ ]的研究发现,自付费用较高的患者明显更有可能使用安全电子邮件作为他们与医疗保健联系的第一种方式。此外,许多使用安全电子邮件与医疗保健提供者沟通的患者报告说,这减少了他们的电话联系和/或办公室访问。使用电子方式与病人沟通,为提供以病人为中心的护理提供了重要机会[
].电子交流已被发现可以提高患者的满意度并节省患者的时间。然而,广泛使用电子通信与患者沟通的提供者指出,如果要实现效率的提高,就需要进行权衡。特别是,大量的电子邮件交流增加了医生的工作量,除非减少每个病人的就诊次数[ ].对患者-提供者电子邮件通信的系统回顾发现,患者和提供者都认识到电子通信的好处(例如,通信的便利性和改善医疗保健的能力),但几项纳入的研究也发现了使用电子邮件的障碍,包括工作量和时间需求、机密性和安全性、缺乏报销以及患者对电子邮件的不当使用[ ].这些研究提出的一个政策变化是,保险公司应该为促进在线患者参与的电子通信报销。电子交流是一种途径,可以有效地解决患者的基本问题,让患者的访问集中在更关键的问题和关注。尽管早期文献表明,患者愿意通过电子邮件与他们的提供者沟通[
],患者和提供者面临的重大挑战阻碍了其广泛使用(例如,数字鸿沟,指的是按人口特征和地理位置划分的技术可用性缺乏公平性[ ];没有医生发还费用[ ];支持关于健康结果的电子通信的混合证据[ , ])。2007年,Beckjord和他的同事[ ]在一项基准研究中使用了健康信息全国趋势调查(HINTS),报告了患者和他们的提供者之间使用在线交流的流行程度及其相关因素。该研究发现,患者-提供者在线交流的流行度较低,但在2003年至2005年期间,这一比例从互联网用户的7%显著上升至10%。此外,影响互联网用户在线交流的因素还包括高等教育、生活在都会区、健康状况较差以及个人有癌症史。自本文发表以来,互联网的发展改变了人们如何搜索和接收有关健康及其健康状况的信息(健康信息搜索)[ ]以及他们如何以网上形式进行电子交流(网上交流)[ 在卫生领域例如,66%没有慢性病的成年人和51%有慢性病的成年人使用互联网收集健康信息[ ].尽管整体上网人数大幅增加,2015年有84%的美国成年人使用互联网,比2000年(51%的人口使用互联网)增长了近65% [ ];数字鸿沟仍然是一个问题。在老年人、少数族裔、受教育程度较低的群体、收入较低的群体以及居住在大都市区以外的人群中,家庭互联网的可用性较低[ - ].然而,由于移动设备的普及,互联网接入在服务不足的人群中也有所增加,这使得互联网更容易接入。[ ].移动设备的广泛使用也影响了人们的交流方式。例如,90%以上的人口使用短信和电子邮件等电子通讯方式[ ].创新扩散理论讨论的是一种新产品或新技术被特定人群采用的过程[
].了解在线交流的扩散可以为提供者与患者互动的方式提供信息。超过一半的美国医疗保健提供者(57%)报告称,2012年已经建立了患者门户网站[ ].患者门户的采用受到了联邦政策倡议的鼓励,如有意义的使用;第二阶段有意义使用的核心目标是使用安全的电子讯息与病人沟通有关的健康资讯,以影响病人的护理和安全[ ].Kannry及其同事指出,有机会增加安全信息传递,引用Ralston及其同事的研究,该研究表明,近三分之一的门诊可以通过安全信息传递进行[ , ].新的轶事证据表明,使用患者门户进行沟通可以通过减少患者呼叫量和减少与患者沟通所需的总时间来帮助降低开销成本[ ].尽管有这些技术进步,人们对在线患者-提供者交流的现状以及它的使用是如何随着时间的推移而变化的知之甚少。这些数据将有助于我们了解在线患者-提供者交流的未来方向。本文的目的是:(1)重现和复制Beckjord及其同事进行的初步研究[
],(2)检查患者-提供者在线交流的当前状态,(3)探索使用在线患者-提供者交流的趋势。我们通过利用5次迭代的HINTS数据集来扩展原始研究,以探索在线患者-提供者交流以及影响其使用的社会人口因素是否随着时间的推移而变化。对样本进行加权,使样本具有美国人口的代表性。方法
数据
尽管hint是一个由美国国家癌症研究所维护的数据集,确实包括几个关注癌症的问题,但调查的人群是随机的,许多问题与一般健康传播有关。HINTS有6次迭代,其中5次包含了扩展Beckjord和同事的研究所需的变量。第一次的“提示”(提示1)是在2002年10月至2003年4月期间进行的。数据收集是通过随机数字拨号电话调查实现的,该调查随机生成电话号码。选定的电话号码提交给电话匹配服务,以消除非住宅号码。利用计算机辅助电话访谈(CATI)格式来适应复杂的跳过模式。调查管理平均为每位受访者30分钟,数据来自6369名受访者。
HINTS 2(2005)数据收集时间为2005年2月至2005年8月。与提示1一样,提示2也使用了CATI格式的随机数字拨号电话调查。所有数据收集程序均与提示1相同。数据来自5586名受访者。
HINTS 3(2008)数据收集时间为2008年1月至5月。HINTS 3样本设计包括2种数据收集方法。一个样本是随机数字拨号电话调查,使用CATI格式。第二个全国随机样本是从美国邮政服务(USPS)管理记录的地址列表中选择的。通过CATI收集4092名受访者的数据,通过邮件收集3582名受访者的数据。测试了CATI和USPS样品之间的差异。尽管两个人群在教育、收入、一般健康状况、大都会统计区域和互联网使用方面存在差异,但所有数据都被纳入,以保持原始研究的保真性。
HINTS 4, cycle 1和cycle 3数据分别采集于2011年10月至2012年2月和2013年9月至12月。两项调查的样本设计均由单一模式的邮件调查组成,使用下一个生日方法进行受访者选择。调查的访谈部分的样本设计包括两个阶段。在第一阶段,从住宅地址文件中选择一个分层的地址样本。在第二阶段,在每个抽样家庭中选择1名成年人。抽样框架包括一个地址数据库,由营销系统集团提供随机地址样本。2011年和2013年分别收集了3959名和3185名受访者的完整数据。
措施
社会人口学特征包括年龄(18-34岁、35-49岁、50-65岁或65岁)、性别(男性或女性)、教育程度(低于高中、高中毕业、部分大学或大学毕业)、收入(< 10,000美元;我们10000 - 14999美元;我们15000 - 19999美元;我们20000 - 34999美元;我们35000 - 49999美元;我们50000 - 74999美元;或≥75,000美元),种族和民族(白人,西班牙裔,黑人或亚洲人,其他),大都会地区(地铁或非地铁),以及健康保险状况(是或否),个人自身感知的健康状况(优秀,非常好,良好,一般或较差),以及癌症史(是或否)。与使用技术和电子通信有关的措施以问题的形式进行评估,包括询问他们是否使用互联网(是或否)以及受访者在过去12个月内是否与提供商进行过在线交流(是或否)。
收入和感知健康状况变量的数据分类方式存在差异。HINTS中收入变量的类别随时间而变化,本研究中使用的收入类别随时间变化趋势反映了这一点。此外,感知健康状况的类别仍然分层,以便进行更深入的分析,而不是像原来的研究那样进行二分。
分析框架
采用三部分分析过程来研究(1)再分析,(2)多年间的密切复制,(3)趋势分析扩展(见
).在再分析阶段,使用了公开可用的HINTS 1和2数据,目的是确定2007年原始论文中使用的精确分析方法。这一阶段是复制的前奏,确保具有额外数据年的模型与文献中建立的有效的分析框架具有高度的保真度[ ].在近距离复制阶段,我们对原始分析模型做了一些小改动,以尽可能接近原始模型的方式对多个数据年进行有效分析,同时考虑到每个数据年的所有可用变量。最后,我们进行了扩展,即使用相同的分析方法,分析了2008年、2011年和2013年的其他数据年,以确定随着时间的推移的趋势。在这个阶段,原研究的第一作者被邀请加入研究。统计分析
使用未加权和加权数据进行分析。所有加权分析均采用折刀方差估计进行,以解释复杂的调查设计,并提供具有全国代表性的人口估计数。镜像原论文[
],受访者的社会人口学特征按2003年、2005年、2008年、2011年和2013年互联网用户的百分比计算( ).然后,通过与医生在线交流的患者比例计算出相同的特征(
).我们对每个数据年采用加权多元逻辑回归( ),以及一个额外的模型,该模型汇集了多年的数据( ),并将年份作为预测变量,以确定与医疗保健提供者在线交流的潜在预测因素。每个模型都进行了调整,以控制所有社会人口特征,并评估了与提供者的在线交流,其中回答“是”代表积极的结果。最初的研究包含了双变量特定年份分析的结果表,但试图评估与人口因素相关的随时间变化的趋势,可能会呈现虚假的相关性作为关联;因此,我们在本研究中省略了这种方法。结果
样本特征和双变量分析
互联网用户的样本特征为再现Beckjord和同事[
]的研究,并将其扩展到包括2008年、2011年和2013年的HINTS迭代 .2003年,7%的互联网用户报告在过去12个月里与医疗保健提供者进行了在线交流,2005年这一比例增加到近10%。这些估计与最初的研究一致,互联网用户报告与医疗保健提供者在线交流的比例在2008年增加到14%,2011年增加到19%,2013年增加到30%。
与Beckjord及其同事最初的研究一致,在2003年,那些在网上与医疗服务提供者交流的人受教育年限明显更长,而且更有可能居住在大都市地区。在2005年,这些人更有可能是女性,更有可能有个人癌症史。原始研究的再现发现,一些变量的均值存在微小差异,这可能归因于SUDAAN(北卡罗来纳州三角研究园)和STATA(德克萨斯州大学城)jackknife算法的变化。此外,当我们将2005年的结果与原始研究的结果进行比较时,我们发现社会人口统计学变量和与医疗保健提供者在线交流之间存在2个差异(见
).这两个差异是:(1)与医疗保健提供者的在线交流与受教育年限的增加没有统计学上的显著相关性(P>.05)和(2)年收入有统计学意义(P =.038)。多变量分析
我们的多元模型的发现与原始研究相冲突[
]在2005年的两宗个案中。首先,没有发现性别在统计上有显著性,其次,我们发现报告健康状况不佳的个人与医疗保健提供者在线交流的几率更高,这在最初的研究中没有报道。值得注意的是,有几个变量在多年间一直被发现是显著的。例如,性别在2011年和2013年具有统计学意义;有癌症史在2005年和2013年有统计学意义;地理位置在2003年、2008年和2011年都具有统计学意义P值<.05)。中提供了按HINTS年份进行多元分析的完整结果 .在探索与医疗保健提供者使用在线交流的趋势时,我们发现在2003年至2013年间有显著增长。更具体地说,与2003年相比,互联网用户与医疗保健提供者在线交流的几率在随后的几年中显著提高,2005年(优势比[OR] 1.31, 95% CI 1.03-1.68,P =.027), 2008(或2.14,95% ci 1.76-2.59,P <.001), 2011(或2.92,95% ci 2.33-3.66,P <.001)和2013年(OR 5.77, 95% CI 4.62-7.21,P <措施)。
当查看所有5年的hint数据并添加年份作为协变量时,女性通过互联网与提供者沟通的几率增加了(OR 1.31, 95% CI 1.10-1.55,P= 0.002),大学毕业生(OR 1.88, 95% CI 1.08-3.28,P=.026)和数据年(见
).相反,(1)年龄在65 - 74岁之间的人通过互联网与提供者沟通的几率下降(OR 0.70, 95% CI 0.52-0.94,P=.018),(2)未参保者(OR 0.59, 95% CI 0.41-0.85,P(3)无癌症史者(OR 0.68, 95% CI 0.54-0.84,P(4)居住在非都市区的个体(OR 0.63, 95% CI 0.49-0.80,P<措施)。特征 | 提示2003 (n=3982), % | 提示2005 (n=3244), % | 提示2008 (n=5078), % | 提示2011 (n=2914), % | 提示2013 (n=2284), % | |
在过去的12个月里,曾在网上与供应商进行过交流 | 7.00 | 9.63 | 13.57 | 19.11 | 29.70 | |
年龄、年 | ||||||
- 34 | 38.29 | 37.74 | 36.16 | 34.89 | 31.36 | |
35-49 | 35.77 | 33.25 | 32.81 | 30.33 | 32.63 | |
50 - 64 | 19.82 | 22.09 | 23.03 | 24.67 | 25.23 | |
65 - 74 | 4.37 | 4.97 | 5.49 | 6.99 | 7.13 | |
75岁或以上 | 1.76 | 1.95 | 2.51 | 3.12 | 3.64 | |
性别 | ||||||
男性 | 49.50 | 48.22 | 47.13 | 47.81 | 48.87 | |
教育 | ||||||
不到高中 | 6.84 | 5.30 | 5.39 | 7.25 | 5.14 | |
高中毕业生 | 25.51 | 23.58 | 21.76 | 18.86 | 19.60 | |
一些大学 | 32.98 | 38.28 | 40.37 | 34.45 | 36.53 | |
大学毕业生 | 34.67 | 32.84 | 32.48 | 39.45 | 38.73 | |
年收入,美元 | ||||||
< 10000 | 2.76 | 3.20 | 4.35 | 7.78 | 4.78 | |
10,000至<15,000 | 2.14 | 3.26 | 4.50 | 5.17 | 4.06 | |
15,000至<20,000 | 4.45 | 3.12 | 3.18 | 6.53 | 5.27 | |
20,000至<35,000 | 17.45 | 13.20 | 12.59 | 15.51 | 12.37 | |
35,000至<50,000 | 18.32 | 13.88 | 14.38 | 12.30 | 15.29 | |
50,000至<75,000 | 22.34 | 25.52 | 21.93 | 18.42 | 19.71 | |
7.5万或以上 | 32.53 | 37.82 | 39.06 | 34.29 | 38.52 | |
种族/民族 | ||||||
白色 | 78.16 | 76.57 | 74.74 | 68.71 | 70.36 | |
拉丁美洲裔 | 6.91 | 7.55 | 9.06 | 13.68 | 13.03 | |
非裔美国人 | 8.71 | 8.90 | 9.35 | 10.34 | 9.36 | |
亚洲 | 3.10 | 3.24 | 4.96 | 5.34 | 4.85 | |
其他 | 3.13 | 3.74 | 1.90 | 1.94 | 2.40 | |
健康保险 | ||||||
是的 | 89.32 | 87.50 | 86.01 | 82.83 | 84.56 | |
健康状况 | ||||||
优秀的 | 15.31 | 13.35 | 11.84 | 15.19 | 13.98 | |
很好 | 34.24 | 33.27 | 40.42 | 39.56 | 38.98 | |
好 | 34.62 | 36.98 | 36.29 | 32.80 | 36.71 | |
公平 | 13.12 | 13.78 | 9.70 | 10.48 | 9.26 | |
可怜的 | 2.72 | 2.62 | 1.75 | 1.97 | 1.07 | |
癌症史 | ||||||
是的 | 8.42 | 9.12 | 5.96 | 6.98 | 7.46 | |
都市统计区 | ||||||
都市区县 | 84.38 | 81.79 | 85.13 | 84.88 | 83.24 |
特征 | 提示2003,% | P价值 | 提示2005,% | P价值 | 提示2008,% | P价值 | 提示2011,% | P价值 | 提示2013,% | P价值 | |
年龄 | 厚 | 点 | .19 | 点 | 16 | ||||||
- 34 | 6.36 | 10.25 | 12.42 | 18.13 | 27.7 | ||||||
35-49 | 6.75 | 9.27 | 15.64 | 17.34 | 33.13 | ||||||
50 - 64 | 9.32 | 10.09 | 12.94 | 20.04 | 30.41 | ||||||
65 - 74 | 4.62 | 6.45 | 14.14 | 20.82 | 22.18 | ||||||
75岁或以上 | 6.72 | 7.01 | 11.05 | 29.38 | 21.24 | ||||||
性别 | 。 | 03一个 | .98点 | 02一个 | . 21 | ||||||
男性 | 7.64 | 7.90 | 13.62 | 15.97 | 27.58 | ||||||
女 | 6.38 | 11.24 | 13.58 | 22.12 | 31.87 | ||||||
教育 | <措施b | .145 | <措施b | <措施b | <措施b | ||||||
不到高中 | 3.17 | 8.53 | 10.80 | 8.18 | 17.20 | ||||||
高中毕业生 | 3.53 | 6.60 | 9.74 | 10.37 | 15.25 | ||||||
一些大学 | 7.28 | 10.09 | 11.44 | 17.52 | 29.06 | ||||||
大学毕业生 | 10.31 | 11.66 | 19.66 | 25.74 | 39.42 | ||||||
年收入(美元) | 收 | .04点一个 | .007b | .04点一个 | <措施b | ||||||
< 10000美元 | 8.51 | 16.01 | 11.68 | 15.12 | 17.91 | ||||||
$10,000到$15,000 | 9.32 | 7.02 | 13.50 | 9.43 | 23.86 | ||||||
$15,000至$20,000 | 8.97 | 3.84 | 10.64 | 14.04 | 14.46 | ||||||
$20,000到$35,000 | 6.43 | 7.85 | 8.71 | 12.36 | 13.90 | ||||||
$35,000到<$50,000 | 5.53 | 7.57 | 11.54 | 17.62 | 26.58 | ||||||
$50,000至$75,000 | 6.51 | 8.43 | 12.05 | 17.75 | 30.59 | ||||||
$75,000或以上 | 9.16 | 12.78 | 19.72 | 25.36 | 41.14 | ||||||
种族/民族 | .96点 | 36 | 获得 | 16 | 只要 | ||||||
白色 | 7.28 | 9.52 | 13.80 | 19.75 | 29.55 | ||||||
拉丁美洲裔 | 6.42 | 5.93 | 14.15 | 17.05 | 29.05 | ||||||
非裔美国人 | 6.14 | 11.33 | 13.02 | 12.35 | 31.74 | ||||||
亚洲 | 7.08 | 11.09 | 13.94 | 26.07 | 45.47 | ||||||
其他 | 7.36 | 15.59 | 15.18 | 30.78 | 25.21 | ||||||
健康保险 | 56 | .30 | .003b | 措施b | .003b | ||||||
是的 | 7.25 | 10.08 | 14.68 | 21.27 | 32.58 | ||||||
没有 | 6.26 | 7.83 | 6.74 | 8.54 | 15.65 | ||||||
健康状况 | .59 | .20 | 低位 | .59 | 16 | ||||||
优秀的 | 7.57 | 7.89 | 16.60 | 22.39 | 38.12 | ||||||
很好 | 6.55 | 9.83 | 13.57 | 17.25 | 26.59 | ||||||
好 | 6.83 | 10.61 | 12.65 | 20.73 | 30.60 | ||||||
公平 | 8.66 | 7.81 | 15.60 | 15.80 | 24.49 | ||||||
可怜的 | 6.49 | 17.85 | 8.58 | 22.34 | 31.23 | ||||||
癌症史 | 厚 | . 01一个 | 16 | 点 | .04点一个 | ||||||
是的 | 9.37 | 14.60 | 16.44 | 23.82 | 39.88 | ||||||
没有 | 6.80 | 9.14 | 13.53 | 18.75 | 29.01 | ||||||
都市统计区 | .002b | .14点 | .002b | 措施b | .002b | ||||||
都市区县 | 7.51 | 10.11 | 14.20 | 20.65 | 31.72 | ||||||
非都市区县 | 4.28 | 7.46 | 9.90 | 10.42 | 19.56 |
一个P< . 05。
bP< . 01。
特征 | 2003-2013年,优势比(95% CI) | P价值 | |
年龄 | 参考:- 34 | ||
35-49 | 0.97 (0.78 - -1.20) | .80 | |
50 - 64 | 0.93 (0.75 - -1.17) | 54 | |
65 - 74 | 0.70 (0.52 - -0.94) | 02一个 | |
75岁或以上 | 1.16 (0.78 - -1.73) | 票价 | |
性别 | 参考:男性 | ||
女 | 1.31 (1.10 - -1.55) | .002b | |
教育 | 参考:还不到高中 | ||
高中毕业生 | 0.83 (0.48 - -1.46) | 点 | |
一些大学 | 1.43 (0.82 - -2.49) | .20 | |
大学毕业生 | 1.88 (1.08 - -3.28) | 03一个 | |
年收入(美元) | 参考:< 10000美元 | ||
$10,000到$15,000 | 1.17 (0.55 - -2.49) | .68点 | |
$15,000至$20,000 | 0.84 (0.38 - -1.86) | 正 | |
$20,000到$35,000 | 0.87 (0.44 - -1.71) | i = | |
$35,000到<$50,000 | 1.17 (0.61 - -2.25) | .64点 | |
$50,000至$75,000 | 1.27 (0.68 - -2.38) | 。45 | |
$75,000或以上 | 1.75 (0.94 - -3.23) | 。08 | |
种族/民族 | 参考:白色 | ||
拉丁美洲裔 | 1.04 (0.77 - -1.40) | 结果 | |
非裔美国人 | 1.00 (0.75 - -1.32) | .98点 | |
亚洲 | 1.22 (0.85 - -1.76) | 29 | |
其他 | 1.21 (0.82 - -1.78) | 点 | |
健康保险 | 参考:是的 | ||
没有 | 0.59 (0.41 - -0.85) | .005b | |
癌症史 | 参考:是的 | ||
没有 | 0.68 (0.54 - -0.84) | 措施b | |
都市统计区 | 参考资料:都市区县 | ||
非都市区县 | 0.63 (0.49 - -0.80) | <措施b | |
一年的数据 | 参考:2003 | ||
2005 | 1.31 (1.03 - -1.68) | 03一个 | |
2008 | 2.14 (1.76 - -2.59) | <措施b | |
2011 | 2.92 (2.33 - -3.66) | <措施b | |
2013 | 5.77 (4.62 - -7.20) | <措施b |
一个P< . 05。
bP< . 01。
讨论
主要研究结果
Beckjord及其同事[
]报告了2003年和2005年患者-提供者在线交流使用的流行程度和变化,并描述了与使用相关的社会人口学和健康相关因素。在这项研究中,我们能够使用hint数据集的后续迭代来描述在线患者-提供者通信的当前状态,并了解其使用是如何随时间变化的。数据年在所有年份都显示出统计学意义,从2003年到2013年,与提供商在线交流的几率增加了四倍多,后者表明了技术随着时间的推移而扩散。这一发现与最近的一项研究相吻合,该研究表明外科医生使用安全短信的情况显著增加;2008年门诊互动比例为5.4%,2010年为15.3% [ ].虽然我们能够在重新分析阶段匹配大多数系数,但仍有一些小的差异,这可能是由于所使用软件包中部署的jackknife算法的差异。也就是说,第一年(2003年)的解释和发现并没有因此而改变;然而,2005年的分析经历了一些变化。这些差异的部分原因可能是2005年低收入人群使用互联网的估计较高。这些估计数字并不令人惊讶,因为文献报道,缺乏服务的人群有兴趣使用电子和基于互联网的工具与他们的提供者沟通[
].此外,有证据表明,服务于服务不足人群的提供者越来越多地采用患者门户,以提高患者参与度[ ].健康差异文献使人们注意到在为少数群体提供医疗护理时患者-提供者沟通质量的重要性[ ]及其对医疗保健差距的贡献[ , ].我们还发现,2003年至2013年间,患者与提供者在线交流的使用稳步增加。使用人数激增的主要原因可能是人们对使用网上通讯工具的兴趣增加[
].此外,最近关注的是使用与提供者的在线交流作为提供以患者为中心的护理的一种手段[ ]而联邦政策倡议要求医生通过有意义使用第二阶段要求向患者提供安全电子信息的使用[ ].联邦政府推动采用电子健康记录也导致了工具的实施和可用性的增加,以促进患者和他们的提供者之间的沟通,如个人健康记录(PHRs)。预计到2020年75%的成年人将使用PHRs [ ].Beckjord及其同事[
]还探索了与使用与医疗保健提供者在线交流相关的社会人口统计学和健康相关因素。我们发现,在2003年和2005年,女性与提供者在线交流的可能性略高,而在2011年和2013年,女性与提供者在线交流的可能性显著提高。这与之前的一项研究结果一致,该研究发现,女性更有可能使用电子邮件与医生沟通。 ].这一趋势可以通过理解互联网使用的性别差异来解释。根据皮尤研究中心[ ),在本世纪初,男性比女性更有可能使用互联网。然而,随着时间的推移,这一差距逐渐缩小,并在2008年前后变得相等。此外,有证据表明,妇女比男子更有可能使用互联网获取健康信息并就健康问题获得支持[ ].最近一项针对患者门户网站使用情况的研究发现,在控制了互联网接入和沟通方式偏好(面对面或通过电话与患者门户网站相比)后,教育程度和性别在统计学上仍然显著[ ].在与医疗保健提供者在线交流时,位于大都市地区也相对一致。这可能部分归因于数字鸿沟。有文献表明,居住在城市地区的患者更有可能使用电子信息与他们的提供者沟通。
],而位于城市地区的医生更有可能为患者提供安全的信息传递[ ].最后,有癌症史也被发现与患者-提供者在线交流有关。由于癌症治疗的复杂性,病人经常在去看医生时被信息淹没,对自己的病情和治疗感到困惑。 ].文献表明,患者需要多层次的沟通,以促进信息交换和培养患者-提供者关系[ ].因此,癌症患者受益于一个异步平台,该平台允许他们在方便的时候访问信息并与他们的医疗团队进行交流。虽然这些数据确实记录了一般的健康状况和癌症史,但它们不包括其他慢性疾病。因此,我们无法探索癌症以外的慢性疾病与与医疗保健提供者在线交流的使用之间的关系。然而,文献确实表明,这些通信技术也将帮助患者更有效地管理其他慢性疾病,如糖尿病和高血压[ ].健康状况的不显著发现(用李克特5分制测量)可能过于宽泛地反映了受访者的健康状况。限制
所有调查和自我报告工具都面临同样的问题,即低回复率、潜在的抽样偏差、社会可取性问题,特别是围绕吸烟和其他生活方式选择的问题,以及项目限制。2003年、2005年、2007年、2011年、2015年的hint回复率分别为33%、21%、31%、37%、35%;应答率不是偏倚的决定性指标[
].我们注意到,在按年份查看多元模型时,性别的显著性随数据年份的不同而波动。这可能是抽样动态的结果,而不是总体种群变化的指示。在同一数据年提出类似问题的研究将允许三角测量,但没有这样的研究。最后,主要结果变量因其二分性而受到限制,不允许我们确定受访者在过去12个月内在线交流的特定类型的提供者。例如,病人可以通过电子方式与护士或护理团队的其他成员进行交流。对未来研究的启示
随着这项技术的继续推广,未来与患者-提供者在线交流方式相关的研究应继续成为重点。未来的研究应尝试更好地了解交流的频率,并记录与患者交流的提供者的类型,以通知提供者和卫生保健组织实施新的和额外的在线交流方式。此外,了解疾病类型的使用,包括慢性疾病,将是对文献的有益补充。虽然少数群体对这些通信技术的采用正在增加,但另一个需要探讨的重要领域是少数群体与其提供者之间的通信质量,以及它可能如何影响或受这些技术的使用影响。最后,关于本研究中使用的方法学方法,重要的是要注意,以前发表的研究通常不会随着新数据的出现而更新。hint数据已被用于近400项研究,并产生了有趣的发现,但对先前使用大型数据集的研究的数据更新并不频繁。也许这是由于跨调查周期的仪器进化,使得跨周期的数据组合具有挑战性,但无论如何,先前工作的复制和扩展是一个值得进一步关注的研究领域。
结论
尽管在实施方面有初期的挑战[
],自2003年以来,互联网用户与医疗保健提供者在线交流的比例显著增加。此外,随着《卫生信息技术促进经济和临床健康法案》和有意义使用第二阶段核心目标的颁布,这些趋势可能会继续下去,这些目标要求提供者使用安全的电子消息与患者沟通。然而,在影响居住在非大都市地区的个人及其互联网接入的数字鸿沟方面仍然存在挑战,这使得这一群体不太可能与他们的提供商进行在线交流。未来的研究应继续调查患者与提供者的沟通趋势,特别是从提供者和患者的角度了解成功的干预措施,以减轻已确定的障碍。利益冲突
没有宣布。
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缩写
软件:计算机辅助电话访谈 |
提示:卫生信息全国趋势调查 |
或者:优势比 |
PHR:个人健康记录 |
美国邮政总局:美国邮政 |
G·艾森巴赫(G Eysenbach)编辑;提交24.04.17;同行评议:J Tavares, D Blanch-Hartigan, CF Chung, L Garvin, P Shafer, S tu;对作者12.07.17的评论;修订本于17年10月3日收到;接受16.11.17;发表29.03.18
版权©Will L Tarver, Terri Menser, Bradford W Hesse, Tyler J Johnson, Ellen Beckjord, Eric W Ford, Timothy R Huerta。最初发表于《医疗互联网研究杂志》(//www.mybigtv.com), 2018年3月29日。
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