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尽管流动保健服务日益普及,但临床参与仍然很少。
本研究旨在确定和衡量英国医疗保健专业人员(HCPs)使用健康应用程序的障碍和驱动因素。
2019年3月至2019年6月期间,通过网络调查对222名hcp进行了离散选择实验。研究人员通过社交媒体招募了参与者,并要求他们在两种假设的健康应用程序中选择自己喜欢的一种,给假设的病人开处方,或者不开处方。选择的特点是患者的年龄、费用、发表的证据基础、是否有国家卫生服务(NHS)的批准印章、个人对技术的熟悉程度以及他们是否被其他HCP推荐。使用混合logit模型对结果进行分析,并使用亚组分析来解释异质性。
我们收到230份回复,共有96.5% (n=222/230)的受访者理解了调查任务并通过了合理性测试。中位年龄在36至45岁之间,62.6% (n=139/222)的医疗服务提供者之前曾建议患者使用健康应用程序。如果健康应用程序获得了NHS的批准,或者得到了其他HCP的推荐(两者都有),那么这些应用程序最有可能被开给患者
英国国家医疗服务体系(NHS)的批准印章、已发表的研究报告和其他HCPs的建议是数字处方的重要推动因素,而成本上升和患者年龄增长则是参与的重大障碍。这些发现表明,如果NHS要实现其长期的数字化转型目标,展示健康应用程序的保证,支持以证据为基础的技术的传播和点对点推荐是至关重要的。
公众对国民保健服务(NHS)的期望日益提高,人口迅速老龄化,长期和合并症发病率不断上升,这意味着卫生保健系统比以往任何时候都更加努力。因此,如果要实现以患者为中心的高质量护理的未来期望,调整患者和卫生保健专业人员(HCPs)在促进健康和福祉方面的沟通和合作方式至关重要。
新的数字技术,通常成本较低,在英国95%拥有智能手机的成年人都能广泛使用[
从2024年起,英国的患者将拥有
作为卫生服务的看门人,了解卫生服务提供者的观点对于实现NHS数字化转型的长期计划,以及有效提供和采用安全和高质量的数字解决方案至关重要,这些解决方案已被证明是临床有效的。然而,迄今为止,缺乏关于HCP对数字卫生解决方案偏好的证据,限制了我们实现此类技术可能提供的任何潜力的能力。
根据一项定性初步研究的综合结果[
该研究不需要伦理批准,因为该研究的形式是以市场研究为目的寻求意见,主题仅限于参与者专业能力范围内的主题。此外,没有纳入弱势群体,数据完全匿名,不存在泄露风险,收集的数据不属于敏感数据。我们还向NHS健康研究机构提交了一份调查报告,确认不需要伦理批准。
支持本研究结果的数据可在合理要求下从作者处获得。
我们遵循了国际药物经济学与结果研究学会[
一项DCE,旨在引出医护人员对数字医疗处方的偏好,并包括在文献回顾、面对面讨论和排名练习中确定的属性[
所有受访者都是在英国工作的卫生保健专业人员。我们纳入了来自初级、二级和三级医疗机构的所有级别的合格护理人员和医务人员(护士、全科医生、二级保健医生和联合卫生专业人员)。我们在调查的描述和广告中明确表示,该调查仅由英国的HCPs回答;然而,我们还在调查的第一个问题中加入了一个筛选问题,要求受访者提供他们的职位。在这一点上,非HCPs的回复被删除。每个受访者都收到了16个独立的选择任务,外加一个理性测试,以衡量他们对调查的理解。在合理性测试中,一个选择在各个领域都明显优于另一个选择,包括更低的价格、更多的研究和NHS的批准印章。如果被调查者未能通过合理性测试,通过选择较差的选项,他们的回答被排除在形式分析之外。每个问题都要求受访者在两种数字卫生技术之间进行选择,每种技术都具有不同程度的属性,包括(
离散选择实验的属性和层次。
属性 | 水平 |
关于安全性和有效性的研究数量 | 0、1、2或3 |
这个应用程序有NHS吗一个盖章? | 否或是 |
英国国家医疗服务体系的技术成本为£ | 0、5、25或75 |
你自己用过这个应用吗? | 否或是 |
患者年龄(岁) | 18 35 55 75 |
其他医护人员也推荐了这款应用b | 否或是 |
一个国民保健服务。
b卫生保健专业人员。
我们使用混合logit模型来估计与数字医疗技术相关的不同级别属性的偏好,从而确定哪些增加或减少了效用,并随后增加/减少了向患者推荐这些技术的可能性。所有分类变量都使用虚拟编码,发表的研究数量、患者年龄和应用程序的成本被编码为线性连续变量。我们首先估计了主要效果模型,然后根据HCP的工作年限、当前的数字参与和临床角色(如全科医生、二级保健医生和联合卫生专业人员)等因素估计了亚组的效果。执行WTP分析以确定HCPs如何愿意为另一个属性权衡一个属性。WTP估计的ci是通过联合分布式自举来估计的。所有分析均使用Stata 14 (StataCorp LP)进行,并在5%的水平(即:
在2019年3月至2019年6月期间,收到了250份回复,其中20份因非hcp而被排除。另有8名受访者因未能通过合理性检验而被排除,表明理解率为96.5% (n=222/230),完整数据集为222名受访者。
完成离散选择实验的卫生保健专业人员的特征(N=222)。
特征 | 值,n (%) | |
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< 26 | 5 (2.3) |
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26 - 35周不等 | 34 (15.3) |
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36-45 | 74 (33.3) |
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46-55 | 76 (34.2) |
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56 - 65 | 27日(12.2) |
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66 - 75 | 5 (2.3) |
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> 75 | 1 (0.5) |
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是的 | 169 (76.1) |
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没有 | 53 (23.9) |
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是的 | 139 (62.6) |
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没有 | 83 (37.4) |
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专职医疗人员 | 86 (38.7) |
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社区护理 | 5 (2.3) |
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牙医 | 3 (1.4) |
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全科医生 | 32 (14.4) |
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护士 | 27日(12.2) |
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药剂师 | 1 (0.5) |
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二级保健医生 | 40 (18) |
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其他 | 28日(12.6) |
在离散选择分析中,所有属性在统计上都不同于0,这表明数字健康处方和给患者开处方的决定的重要性。
获得NHS的批准是鼓励移动医疗(mHealth)处方的最重要因素(β=2.36, 95% CI 2.08-2.64),其次是来自同行HCP的建议(β=1.28, 95% CI 1.07-1.49)和个人使用健康应用程序(β=1.04, 95% CI 0.83 - 1.26)。虽然发表研究证明安全性和有效性很重要(β=。55,95%可信区间0.44 - -0.67),it would take 5 published studies to be as convincing as an NHS stamp of approval and 3 to be as convincing as a recommendation from a fellow HCP. Patient age (β=−0.02, 95% CI −0.01 to −0.02) and the cost of the app (β=−0.02, 95% CI −0.02 to −0.02) were both statistically significantly associated with a reduced likelihood of prescribing digital health technologies, suggesting that as patient age (per year) and cost (per £1) increase, prescribing of digital health technologies can be expected to fall. Finally, the opt-out option was also statistically significant; regardless of a high number of clinical studies, recommendations by HCPs, or having a stamp of approval, 8.1% (n=18/222) of respondents chose to prescribe neither app, suggesting a reluctance to utilize health apps among a considerable number of respondents.
卫生保健专业人员报告的对数字卫生技术的偏好。
属性 | 系数(β),均值(SD) | 95%可信区间 |
国民健康保险制度一个批准盖章(是) | 2.36b(1.51) | 2.09 - -2.64 |
HCP推荐的健康应用程序c(是的) | 1.28b(0.76) | 1.07 - -1.49 |
个人使用过健康应用(是的) | 1.04b(0.82) | 0.83 - -1.26 |
已发表的研究(每项额外研究) | .555b(0.29) | 0.44 - -0.67 |
患者年龄(每增加一年) | −0.018b(−0.01) | −0.02 ~−0.01 |
费用(每增加1英镑) | −0.019b(−0.02) | −0.02 ~−0.02 |
可选比常数 | 1.25b(1.58) | 0.84 - -1.65 |
观察 | 10656 (N / Ad) | N/A |
日志的可能性 | −1226.3 (N / A) | N/A |
一个国民保健服务。
b5%水平显著。该表表示混合logit回归的beta系数和ci。每个属性级别的回归系数表示该属性级别在被调查者样本中的平均部分价值效用。正值表示效用/满意,负值表示负效用/不满意。
c卫生保健专业人员。
d不适用。
与二级保健医生和全科医生相比,患者年龄的增加对专职卫生专业人员的数字处方有更强的负面影响,而在护士中,患者年龄根本不影响数字健康处方行为。同样,使用其他HCP的数字健康处方的建议在促进护士和二级保健医生的数字处方方面具有很大的影响力,但在全科医生和专职卫生专业人员中影响较小(
拥有NHS的批准印章是在所有子群体中促进数字处方的最具影响力的因素。对应答者来说,发表证明安全性和临床有效性的研究也很重要,在年轻专业人员和不熟悉给患者开数字卫生技术处方的人员中尤其如此。然而,这些研究对联合医疗专业人员来说不那么重要,他们认为成本是决定给患者开或不开健康应用程序的最重要因素。
最后,在分析中,HCP组不愿使用健康应用程序的情况差异很大。在其他条件相同的情况下,年长的临床医生(年龄>46岁)、护士、专职卫生专业人员以及目前不亲自使用健康应用程序的人员更有可能选择不向患者开数字健康技术处方。相反,数字化程度最高的群体是二级保健医生、全科医生和那些使用数字卫生技术管理自己健康和福祉的人(
相对属性重要性一个.
集团 | n值, | 健康应用的特点 | ||||||
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发表的研究 | 国民健康保险制度b加盖批准章 | 成本 | 亲自使用健康应用 | 病人的年龄 | 另一位HCP推荐的c | |
所有 | 222 | 7 | 10 | 6 | 4.4 | 4.3 | 5.4 | |
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是的 | 169 | 7.2 | 10 | 5.8 | 4.8 | 4.6 | 5.5 |
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没有 | 53 | 7.5 | 10 | 3.9 | 1.6 | 3.1 | 3.9 |
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是的 | 139 | 6.2 | 10 | 6.3 | 4.5 | 4.3 | 4.8 |
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没有 | 83 | 8.8 | 10 | 6 | 3.5 | 3.3 | 5.1 |
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> 46 | 113 | 5.8 | 10 | 7.1 | 4 | 4.1 | 5.2 |
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< 46 | 109 | 9.1 | 10 | 5.4 | 4.6 | 5.3 | 5.4 |
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全科医生 | 32 | 6.8 | 10 | 5.6 | 2.2 | 3.6 | 3. |
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专职医疗人员 | 86 | 5.1 | 10 | 6.2 | 4.3 | 6.3 | 4.7 |
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二级保健医生 | 40 | 6.7 | 10 | 2.6 | 6.3 | 5.8 | 7.4 |
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护士 | 27 | 8.3 | 10 | 0.5 | 3.3 | 0.4 | 6.6 |
一个跨子组计算每个属性的标准化相对属性重要性(RAI),以便跨子组进行比较。首先,通过获取最受欢迎级别和最不受欢迎级别之间的差值来计算每个属性的RAI。然后,通过将RAI除以子组中最重要属性的RAI (NHS批准印章)并乘以10,将RAI在子组中标准化。得到的数字表示每个属性在子组中的相对重要性(数字越高表示属性相对更重要)。
b国民保健服务。
c卫生保健专业人员。
卫生保健专业人员表示,获得NHS批准的数字卫生技术的WTP为124.61英镑(152.02美元);然而,这一比例从已经熟悉给病人开数字医疗技术处方的人员的119.14英镑(145.35美元)到护士的最高1616英镑(1971.45美元)不等,如下所示
医疗保健专业人群的支付意愿。
集团 | n值, | 根据健康应用的特点付费意愿,£(US $) | ||||
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发表的研究 | 国民健康保险制度一个加盖批准章 | 亲自使用健康应用 | 另一位HCP推荐的b | |
所有 | 222 | 29.20 (35.62) | 124.61 (152.02) | 54.81 (66.87) | 67.30 (82.10) | |
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是的 | 169 | 31.11 (37.95) | 129.44 (157.91) | 62.11 (75.77) | 71.28 (86.96) |
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没有 | 53 | 48.56 (59.24) | 194.38 (237.14) | 31.19 (38.05) | 76.44 (93.25) |
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是的 | 139 | 24.48 (29.86) | 119.14 (145.35) | 53.43 (65.18) | 57.57 (70.23) |
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没有 | 83 | 36.89 (45.00) | 125.42 (153.01) | 43.37 (52.91) | 64.11 (78.21) |
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> 46 | 113 | 20.25 (24.70) | 105.00 (128.10) | 41.75 (50.93) | 54.21 (66.13) |
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< 46 | 109 | 42.35 (51.67) | 140.00 (170.79) | 64.59 (78.80) | 76.29 (93.07) |
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全科医生 | 32 | 30.28 (36.94) | 134.44 (164.01) | 29.56 (36.06) | 39.84 (48.60) |
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专职医疗人员 | 86 | 20.79 (25.36) | 121.38 (148.08) | 52.79 (64.40) | 57.38 (70.00) |
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二级保健医生 | 40 | 63.50 (77.47) | 284.75 (347.38) | 178.13 (217.31) | 209.75 (255.89) |
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护士 | 27 | 449.50 (548.37) | 1616.00 (1971.45) | 526.00 (641.70) | 1061.50 (1294.99) |
一个国民保健服务。
b卫生保健专业人员。
在这项史无前例的研究中,我们对来自英国的大量hcp样本进行了研究,考察了数字健康处方的障碍和驱动因素。我们发现,对数字处方行为影响最大的因素是NHS批准印章、已发表的证据基础、技术成本和其他hcp的推荐。受访者表示,获得NHS批准的技术的WTP超过100英镑,并且愿意为每一项额外发表的研究支付大约30英镑。受临床角色、年龄和当前数字素养水平的影响,这种偏好的强度在我们的异质队列中存在显著差异。这表明,增加数字健康适应的一刀切方法不太可能成功地在日常实践中增加数字健康的吸收。
HCP的建议可以在很大程度上鼓励患者使用数字卫生技术。尽管先前的研究表明,卫生保健专业人员对数字卫生技术有兴趣[
考虑到我们的样本随着患者年龄的增长而减少数字处方的强烈趋势,后者是有趣的,这与最近在加拿大慢性阻塞性肺疾病专家中进行的一项研究一致[
我们还发现,HCP的年龄也可以预测数字参与,46岁以上的人比其他任何群体更有可能选择不提供数字医疗技术。在捷克共和国进行的一项混合方法横断面研究也观察到类似的模式[
2019年对爱尔兰慢性阻塞性肺疾病专家的一项研究发现,在考虑将数字健康技术应用于临床实践之前,需要强有力的证据,已发表的研究被视为安全性的替代品[
我们的试点研究表明,医疗服务提供者最看重NHS的批准。
我们的研究有几个优势。首先,根据我们的集体知识,定性试点测试与使用DCE方法对相对偏好的定量评估相结合,使本研究在考虑对数字健康的态度时成为同类研究中的首例。其次,在理性测试中的低失败率表明参与者对调查的理解非常高,只有3.5%的人失败了。这支持了所收到的答复是所涉及的医务人员的真实信念,而不是随机变化,这在误解调查的情况下是可以预期的。最后,尽管我们的参与者可能被认为是高度数字化参与的hcp的异常组,但我们的亚组分析(调整了数字熟悉度和个人对数字技术使用的看法)发现,个人使用健康应用程序的人与不使用健康应用程序的人之间没有显著差异,更重要的是,目前向患者推荐健康应用程序的人和不推荐健康应用程序的人之间没有显著差异。因此,本研究的结果可以被认为是潜在偏好的代表,因为来自所有数字参与水平的小插曲都包括在内。
我们的研究结果也应该在一些局限性的背景下看待。首先,尽管我们严格遵循了引起偏好的方法指南,但我们的研究规模不够大,无法捕捉到决定向患者提供或不提供健康应用程序的所有相关属性。例如,2018年进行的一项系统审查强调,过多的数据创建和分析负担将严重阻碍全科医生向患者推荐健康应用程序[
这是第一个定量确定英国HCPs中健康应用程序处方相关因素的研究。研究结果表明,拥有NHS的批准印章、发表的研究报告以及来自医疗保健专业人员的使用数字医疗技术的建议是医疗保健专业人员使用数字处方的最大促进因素,而成本的增加和患者年龄的增加则是参与的重大障碍。这些发现表明,如果NHS要实现其数字化转型的雄心,就必须保证并支持以证据为基础的技术的传播和点对点推荐,以应对健康挑战。
搜索文献综述的关键词。
对运动进行排名,以确定健康应用程序对医疗保健专业人员最重要的特征。
抽样调查仪器。
医疗保健专业人员对数字健康处方偏好的变化,按年龄和临床角色分组。
医疗保健专业人员对数字健康处方偏好的变化,按数字熟悉度和素养分组。
离散选择实验
电子处方服务
卫生保健专业人员
移动健康
国民保健制度
国家健康和护理卓越研究所
护理和健康应用审查组织
随机对照试验
愿意支付
作者们要感谢许多抽出时间回答调查的医护人员。这项研究是由ORCHA健康有限公司资助的。
SL设计了研究并作为论文的担保人,SL和LA收集了数据。SL和TA计划统计分析,SL进行所有统计分析。SL, LA和TA撰写了初稿,并对提交的最终稿进行了修改和批准。所有作者都帮助起草了手稿,并批准了最终提交的版本。
SL是付费承包商,TA和LA都是ORCHA Health Limited的付费董事,这是一家专门从事数字健康技术审查的公司。没有其他财务或其他利益需要申报。