因素与住院相关附属专业咨询儿科住院医师之间的模式

要点

问题哪些因素与附属专业咨询儿科住院的相关设置,并咨询儿科住院医师之间的差异如何?

发现在这个队列研究调查的7283名住院儿童照顾到92年儿科hospitalist医生、私人保险和0到2年的主治医生经验与咨询的几率较高。医生水平、风险调整咨询使用2.1倍最高四分位数的协商使用与之相比。

意义这些发现表明,协商使用在儿科住院医师之间的差异很大,不仅仅是相关的临床需要。

重要性附属专业咨询是一个频繁,相应的实践在儿科住院环境。影响因素是鲜为人知的咨询实践。

目标确定病人,医生,承认,独立和系统特征与附属专业咨询儿科住院医师在patient-day级别和描述协商利用率的变化在儿科hospitalist医生。

设计,设定和参与者这个回顾性队列研究的住院儿童使用电子健康记录数据从10月1日,2015年12月31日,2020年,医生结合横断面调查完成在3月3日和4月11日,2021年。这项研究是由一个独立的第四纪儿童医院。医生调查参与者积极儿科住院医师。病人群包括儿童住院1 15常见的条件,包括复杂的慢性疾病,患者重症监护室停留,或为同等条件下30天重新接纳。从2021年6月到2023年1月的数据进行了分析。

曝光病人性别、年龄、种族和民族),录取(条件、保险、年),医生(经验、焦虑由于不确定性、性别),和系统(住院一天,一周,住院团队,和之前咨询)的特点。

主要结果和措施主要的结果是收到每个patient-day住院磋商。风险调整协商利率,表示为patient-days咨询/ 100,医生之间的比较。

结果我们评估15 922 patient-days归因于92年接受调查的医生(68名(74%)妇女;74(80%)≥3年参加经验)照顾7283独特的患者(3955例(54%)男性患者;3450(47%)非西班牙裔黑人和2174(30%)非西班牙裔白人患者;年龄中位数(差),2.5([0.9 - -6.5]年)。咨询的几率更高患者相比,私人保险与医疗补助(调整优势比(aOR), 1.19(95%可信区间,1.01 - -1.42);P= .04点)和0到2年经验的医生和那些3 - 10年的经验(优势比,1.42(95%可信区间,1.08 - -1.88);P= . 01)。Hospitalist焦虑由于不确定性并不与咨询。patient-days中至少1咨询、非西班牙裔白人种族和民族的几率更大多个磋商vs非西班牙裔黑人种族和民族(优势比,2.23(95%可信区间,1.20 - -4.13);P= . 01)。风险调整医生咨询利率2.1倍协商使用最高四分位数的(意味着(SD), 9.8 (2.0) patient-days咨询每100)与底部四分位数(平均(SD), 4.7 (0.8) patient-days咨询/ 100;P<措施)。

结论和意义在这个队列研究、咨询使用差异很大,与病人,医生,和系统因素。这些发现提供具体的改善目标的价值和股票在儿科住院病人咨询。

咨询专业医生的医院是一种常见的做法。咨询subspecialists经常贡献专业知识重要通知诊断、指导管理,或者建立门诊随访。然而,在某些情况下,咨询了意想不到的负面后果,包括不必要的测试和门诊随访,¹冲突的附属专业的建议,²延迟治疗,^{3- - - - - -5}病人和家人的不满,⁶和团队之间的沟通。^7,8回顾性队列研究的700多名 000招生成人医疗保险受益人发现更高的医疗资源使用协商执行时,死亡率没有好处。⁹成人患者的研究显示重要的主体性和差异性在协商利用的程度和整个医院。^2,5

咨询实践模式在成年人口的特点,^{2,5,9- - - - - -11}我们理解如何以及为什么儿科住院医师利用磋商是有限的。一个描述性研究¹²发现高度可变协商利用200年住院儿童与不确定的诊断。研究集中在一个单一的条件(川崎病)强调自我报告咨询儿科住院医师之间的变化¹³以及适度的成本和利用差异与不同的专科医院护理模式。¹⁴

特别是在儿科医院医学成为一个具备医师资格认证的专业要求精通急症护理实践的范围很广,¹⁵必须阐明的驱动因素变化儿科住院病人咨询。¹⁶在一群孩子住院15截然不同,常见的临床条件下,我们的目标是(1)识别患者,医生,承认,独立和系统特征与附属专业咨询儿科住院医师在patient-day级别和(2)描述变化咨询儿科住院医师之间的利用率。

这是一个回顾性队列研究使用电子健康记录(EHR)横断面调查的数据和结果儿科hospitalist医生在一个城市,第四纪儿童医院大约29 000年度招生。儿科居民和先进实践从业者(应用程序)下订单(包括咨询订单)患者;然而,护理计划通常与监督主治医生讨论。本研究通过费城儿童医院的机构审查委员会。机构审查委员会批准豁免对患者父母的同意和批准的最小风险,回顾性研究;知情同意的要素在调查医生和医生提供知情同意通过调查完成,同意豁免的文档的医生颁发机构审查委员会。我们跟着加强流行病学的观察性研究报告(选通脉冲)指导队列研究的报告。

我们分布式电子搬运工¹⁷问卷对102名活跃儿科住院医师3月3日至4月11日,2021年。问卷包括质疑医生人口特征,参加临床经验,年和15个修订医生的反应(保诚)尺度不确定性。^{18- - - - - -20.}仪器使用验证量表来测量医生容许的不确定性,利用分量表(1)焦虑由于不确定性,(2)担心坏的结果,(3)不愿披露不确定性的病人,和(4)不愿披露错误医生(eTable 1补充1)。^18,21医生焦虑由于保诚尺度之间的不确定性是构建我们概念化作为大多数咨询有关使用,我们专门评估反应这个构造,与先前的研究一致的不确定性儿科住院医师之间的宽容。²²由于不确定性的焦虑量表范围从6到30,得分越高表明更大的焦虑。

我们评估住院一般儿科住院服务之间的10月1日2015年,和2020年12月31日。住院超过10天,我们有限的分析来医院前10天,届时附属专业服务就会咨询的主要关注在一个典型的住院治疗。允许比较患者和医生之间的协商使用,我们目标明确的群一般儿科患者。使用可识别的国际疾病分类和相关的健康问题,十修订(icd -)的标准用于大型的研究(eTable 2儿童住院补充1),^{23- - - - - -29日}我们包括下列15常见的儿科住院条件:哮喘、细支气管炎,颈部淋巴腺炎、便秘、臀部,空间深颈部感染、发热婴儿,肠胃炎,川崎病,轨道至隔膜前蜂窝织炎或骨髓炎、肺炎、化脓性关节炎、皮肤和软组织感染(SSTI)和尿路感染(UTI)。小比例(2%)的住院符合定义2的条件下,我们应用共识标准(eTable 3补充1),或者,如果标准不能适用,2-physician审查分配条件将主要通知咨询实践。我们排除了与重症监护室(ICU)使用住院,住院患者复杂的慢性疾病(CCCs),^30.再次入院,30天医院相同的条件指数住院治疗。

新磋商确定的初始附属专业的咨询报告之前冷漠的服务。我们排除了磋商由nonphysician服务(例如,牧师,职业治疗师)或没有明确要求hospitalist医生解决临床问题(例如,麻醉相关磋商过程)(eTable 4补充1)。

属性的磋商,我们首次发现记录中列出的EHR的参加每一个日期和时间。鉴于潜在的错误分配记录的EHR的参加,我们验证的EHR出席记录对主治医生完成一般儿科住院期间临床注意。Patient-days之间存在不匹配的这些来源(总额的4%)与我们的时间表和病人医疗记录,机构的转变。临床计划用时之间2015年10月1日,3月30日,2016年,和避免不准确的归因,patient-days不匹配在此期间被排除在分析之外。Patient-days不相应的医生参与调查也被排除在分析之外。

确定出席的记录后,为每个新咨询注意我们应用以下方式咨询归因(eFigure补充1):

1. 磋商报告开始时间戳主治医生时发生紧急医学参加(反复核对EHR专业数据)被认为是急诊科(ED)磋商。

2. 对于剩余咨询笔记,我们评估相应的专业咨询订单在24小时前咨询记录起始时间戳。我们将咨询的出席记录的时候咨询订购。我们把这种方法因为咨询报告显示的协商,协商订单更好地反映的时间当一个咨询请求。

3. 在没有咨询订单的情况下,我们认为磋商的出席记录初始协商注意时间戳如果医生也参加24小时之前的记录时间戳。我们合理化,即使在没有前咨询订单的情况下,这种参加可以假定负责咨询。我们回顾了每个病人医疗记录确认准确的分配协商日期。

4. 仍然unattributed进行磋商,我们执行病历审查和认为磋商基于评估的临床文档和临床医生的命令。40随机选择的样本磋商由2医生评论者(A.K.-G独立审查。和既有)演示了整合参加归因39例(97.5%协议)。

我们评估特征假设为咨询(eTable 5补充1),包括病人年龄、种族和种族(西班牙裔,非西班牙裔黑人,非西班牙裔白人,和其他非西班牙裔(医疗记录中列出的任何种族除了黑色或白色,包括亚洲、美洲印第安人或阿拉斯加本地人,或其他)),^{31日- - - - - -33}性,付款人(医疗补助、私人或未知),护理团队模型(居民/应用程序或前线hospitalist团队),星期,年。作为一个病人的临床意义的年龄取决于感兴趣的条件,我们确定病人是否年龄是局外人(≤5百分位或≥95)的年龄分布状况。作为协商的可能性可能会改变根据磋商之前,我们计算前磋商期间(包括ED磋商)。

从调查医生特征提取。我们计算住院医师经验的时候根据多年的经验报告的调查和住院的日期。因为我们最感兴趣的医生的焦虑是由于不确定性相对于其他医生(而不是原始分数),我们分类焦虑分数由响应之间的四分位数的医生。

因为我们不知道建立的方法用于检查咨询实践,我们评估我们的数据优化分析方法。首先,我们检查每patient-day磋商的分布。patient-days的绝大多数(99.2%)有0或1咨询,我们的主要应用logistic回归分析来评估给定patient-day协商的可能性为二进制结果(咨询与咨询)。第二,我们概念化patient-days可能被病人或集群的医生和评估within-patient和within-physician集群的观察使用组内相关系数。^34,35比较后的比例变化归因于不同病人的差异与不同,不同的医生,我们采用了一种模型占患者的立场集群(与之前文献一致³⁶)。因此,我们包括指定的病人,医生,承认和bivariable系统性因素和多变量广义线性混合模型(GLMMs)逻辑回归为病人使用随机截距项。使用这些模型,我们计算的概率给定patient-day 1或更多的磋商。统计学意义是P<。05,and tests were 2-tailed. All analyses were conducted using Stata/IC version 16.0 (StataCorp).

我们做了敏感性分析,以进一步探索发现。考虑到复杂的种族和民族关系和保险状况,我们评估这些变量之间的相互作用和不含保险状况进行分析。检查这些变量与咨询协会使用的数据为每个病人状况,我们也符合逻辑回归模型条件患者条件(没有医生特征)。最后,由于独特的呼吸道疾病流行病学和临床实践的变化由于COVID-19 2020年大流行,我们今年进行了灵敏度分析排除。

我们还执行2指定子群分析。首先,确定是否与咨询相关的因素子集内的不同条件协商更常规,我们执行一个subanalysis排除条件,只有不到10%的住院包含咨询(如哮喘、细支气管炎、臀部和肺炎)。第二,为了更好的描述与patient-days磋商强度相关的因素中,医生要求1或更多的磋商,我们使用GLMM逻辑回归来识别因素与1和2或更多的磋商patient-days的子集。模型选择遵循相同的程序中描述的主要分析。

我们计算就诊率为每个医生通过计算patient-days的数量至少有1每100 patient-days归因于咨询医生。我们选择100 patient-days作为分母率允许医生对一个典型的一周工作服务之间的比较,平均每天14 - 15的病人。我们比较咨询率标准化的方式通过拟合GLMM与医生作为固定效应和逻辑回归计算每个医生的估计概率好像所有病人治疗的医生。³⁶我们也比较原始的最高和最低四分位数和调整使用2-sample咨询使用t测试。允许有意义的样本大小为每个医生,我们有限的比较与至少100 patient-days医生。

我们组由15 922 patient-days 8059住院和7283独特的患者(图1);3955名患者(54%)是男性,3450名(47%)非西班牙裔黑人和2174年(30%)非西班牙裔白人,(差)的年龄中值为2.5(0.9 - -6.5)年(表1)。哮喘(2770例[34%])和毛细支气管炎(1802例[22%])占超过一半的招生。病人的种族和民族和保险状况的分布情况显示在eTable 6补充1。

在儿科hospitalist医生,95年102年参加了调查(反应率93%)。三个医生并非归因于patient-days调查数据集(例如,新参加和/或专门照顾病人在复杂的护理服务符合排除标准),92年离开医生最后数据集表示。有68名(74%)妇女,和大多数医生(74[80%])有三年或三年以上参加体验。医生焦虑由于不确定性的分数范围从6-13(第一四分位数)-(四分之一)。 团队常驻医师负责637 patient-days (67%)。

922年15 patient-days 14 809(93%)与0磋商,958(6%)1咨询,155(1%),2个或更多的磋商。频率的协商条件eTable 7中描述补充1。在多变量分析,调整医生焦虑由于不确定性的四分位数没有明显相关的咨询。然而,我们观察到更高的可能性或咨询医生用0到2年的主治医生经验和3到10年(比值比(或),1.42(95%可信区间,1.08 - -1.88);P= . 01),男性患者(或1.22 (95% CI, 1.04 - -1.43);P= . 01),患者私人保险(或1.19 (95% CI, 1.01 - -1.42);P= .04点),在那些接受护理居民/应用程序团队(或1.27 (95% CI, 1.06 - -1.52);P= . 01),接收后几年护理(如2020年和2015 - 2016年:或者,1.44(95%可信区间,1.11 - -1.87);P= .006)(表2)。周末保健vs周一或周二保健咨询的几率较低(或者,0.78(95%可信区间,0.65 - -0.94);P= .008)。

在敏感性分析中,种族和种族和保险状况没有显著的交互作用。在我们的模型中不含保险状况,非西班牙裔白人患者咨询的几率较高比非西班牙裔黑人患者(或1.23 (95% CI, 1.02 - -1.47);P=)(eTable 8补充1)。模型条件对病人的条件,包括和不包括保险状态,展示了相对稳定或估计(eTables 9和10点补充1)。我们的模型不包括2020年没有透露与咨询有关的额外因素(eTable 11补充1)。

subanalysis排除low-consulting条件(肺炎、臀部、细支气管炎和哮喘)展示了类似的结果作为主要分析(eTable 12补充1)。的subanalysis patient-days至少1咨询(eTable 13补充1),非西班牙裔白人患者(或调整,2.23(95%可信区间,1.23 - -4.13);P= . 01)和非西班牙裔患者其他种族和民族(或调整,2.56(95%可信区间,1.19 - -5.53);P= .02点)的几率较高接收多个磋商与非西班牙裔黑人患者相比。

在我们比较hospitalist医生,医生咨询使用最高四分位数的(意味着(SD), 10.2 (2.0) patient-days咨询每100人)协商利率2.3倍医生咨询下四分位数的使用(意味着(SD), 4.3每100人[1.3]patient-days咨询;P<措施)。协变量调整后,医生咨询使用最高四分位数的(意味着(SD), 9.8 (2.0) patient-days咨询每100人)协商利率2.1倍医生咨询下四分位数的使用(意味着(SD), 4.7 (0.8) 100 patient-days;P<措施)。图2说明了协商调整利率的分布和叠加生咨询率对应每一个医生。

在这个单中心研究结合儿科hospitalist医生的横断面调查和回顾性EHR-derived数据,我们发现医生咨询不同的最高和最低四分位数之间的2倍以上咨询使用。与我们的假设相反,医生焦虑由于不确定性与咨询使用无关。

我们确定了病人,医生,承认,和系统与微分协商使用相关的因素。在病人的水平,而高咨询使用观察男性患者可能反映了实际或疾病的演示或严重程度的差异,^37,38我们不能排除残余混杂。同时,更高的协商使用识别患者私人保险和医疗补助(也观察到Kachman成人患者et al¹⁰)出现符合历史上减少利用医疗资源在住院医疗补助的病人。^39,40在医生级别,我们观察到更高的协商使用医生参加经验(0 - 2年),建议需要集中研究新hospitalist医生如何使用协商的结果提出倡议加强对青年医生的支持,如指导或辅导项目,⁴¹关于加强价值咨询。在承认层面,我们的研究表明显著增加在2020年协商使用,即使调整的混合条件下,可能对应增加subspecialist易访问性由于临时使用的远程咨询一些服务COVID-19的高度大流行期间在我们的机构,增加附属专业计费,以弥补减少病人卷,和/或不成比例的承认higher-acuity病人。

我们没有观察到种族和民族差异协商中使用的主要分析却发现更高几率的咨询的非西班牙裔白人患者与非西班牙裔黑人患者相比我们的灵敏度分析不包括保险状态。我们也观察到更高的几率多咨询患者的非西班牙裔白人和非西班牙裔与非西班牙裔黑人患者相比其他种族和民族的subanalysis patient-days至少1磋商,这可能表明,当住院医师寻求附属专业参与非西班牙裔黑人患者可能存在低强度的咨询。在一起,我们的研究表明,咨询模式可能受到反黑人种族主义的交点之间的复杂的相互作用,病人的信任和参与卫生保健,语言障碍,和微分咨询倡导有高和低的家庭资源。紧迫的研究需要进一步研究这些因素可能影响咨询模式。

缺乏整体的重要联系医生焦虑由于不确定性协商使用表明,建立诊断的不确定性和测试之间的关联的利用率^{42- - - - - -44}以简单明了的方式不可能推断住院磋商。咨询的不确定性的作用,毫无疑问,复杂。例如,医生更有可能容忍不确定性consultationsubspecialists扩大工作鉴别诊断(从而产生更多的不确定性),而不是集中在一个工作诊断早期没有附属专业的输入。此外,而保诚是验证仪器和宽容一直被认为是一种不确定性特征层次特性(而不是一个临时的状态)的个体,⁴⁵有证据表明,它可以随时间变化中医生,⁴⁶在这项研究中会倾向任何协会协商使用null。此外,我们的研究没有评估病人的不确定性水平而是医生的普通心理学。

咨询的力量本研究分析使用patient-day层面,一种新颖的方法,其建立在先前的研究工作Kachman et al¹⁰使用电子健康档案数据,证明admission-level频率变化的磋商普通成人医学服务。通过使用EHR attending-of-record数据而不是住院病人住院的作者所指出的,我们相信我们的方法允许更精确的咨询归因,包括区分hospitalist-initiated和ED-initiated之间的磋商和多个住院医师照顾同一病人在住院治疗。我们的方法还允许个人hospitalist医生咨询的使用在不同的描述。

这项研究有一些局限性。首先,我们定义的病人使用条件icd -出院诊断。虽然这种方法允许概括性,它可能不能完全捕捉咨询实践中疑似病人的诊断条件,但最终没有被诊断为条件。第二,可能会有无边无际的混杂,表明了在病人和/或医生观察到的差异。然而,我们限制样本儿童没有CCCs或ICU停留,调整与治疗相关的几个因素,占测量的不同因素之间的内部和住院使用mixed-effects建模。此外,适度的原始和风险调整的变化之间的差异观察医生咨询使用符合预期的伪随机分配的病人医生,导致类似的病人医生之间的分布。⁹第三,上述限制样本以及行为的研究在单中心限制普遍性医学上复杂的孩子和病人在其他儿童医院咨询实践可能有所不同。此外,当我们测量咨询模式作为一个潜在的指标变化,发生不必要的磋商,我们没有直接测量的结果病人高度咨询和最低限度咨询患者不同,我们也不了解咨询的真正价值在病人和顾家的护理模式⁴⁷风险的过度使用必须平衡的渴望一个专家的意见。这些代表至关重要的下一步。

在这个队列研究大型儿童医院的住院病人咨询使用高度变量,不得归因于病人需要孤独。我们咨询的详细模型提供了具体目标为未来努力增加价值和股票在儿科住院病人咨询。未来的发展方向包括对住院病人的咨询实践,获得多方参与的角度开发咨询的最佳实践指南,将儿科咨询实践与病人的结果。

发表:2023年1月17日。

发表:2023年3月13日。doi:10.1001 / jamanetworkopen.2023.2648

开放:这是一个开放的分布式根据文章CC-BY许可证。©2023 Kern-Goldberger et al。狗万体育下载地址《美国医学会杂志》网络开放。

通讯作者:Andrew s . Kern-Goldberger博士MSCE,儿科医院医学系,克利夫兰诊所儿童医院,欧几里得大街9500号,Ste S-10,克利夫兰,哦44195 (kerna3@ccf.org)。

作者的贡献:Kern-Goldberger博士已经完全访问所有数据的研究,负责数据的完整性和数据分析的准确性。

概念和设计:Kern-Goldberger Rasooly,李,诚意。

数据的采集、分析或解释:所有作者。

起草的手稿:Kern-Goldberger Rasooly,李。

关键的修订手稿的重要知识内容:所有作者。

统计分析:Kern-Goldberger Rasooly,李。

获得资助:Kern-Goldberger。

行政、技术或材料支持:Rasooly Gunturi,吴。

监督:Congdon嘉宝,诚意。

利益冲突的披露:Rasooly博士报道接受资助的卫生保健研究与质量(AHRQ)期间进行的研究。诚意博士报道收到从美国国立卫生研究院资助,AHRQ,美国国家科学基金会,以病人为中心的结果研究所外提交的工作。没有其他信息披露报告。

资金/支持:研究报告在这份出版物是由内部资金拨款7225540000 - 42的费城儿童医院的儿科中心临床疗效Kern-Goldberger博士(临床期货)。道尔顿博士参与这个项目得到了儿科医院流行病学培训PHEOT研究项目和成果,一个国家儿童健康和人类Development-funded研究所的博士后奖学金(批准号T32 HD060550)。

资助者的角色/赞助商:资助者没有参与这项研究的设计和实施;的收集、管理、分析和解释数据;准备、审查或批准的手稿;并决定提交出版的手稿。

免责声明:这个手稿的内容仅仅是作者的责任,不一定代表官方观点的国家儿童健康和人类发展研究所和美国国立卫生研究院。

会议介绍:本研究的部分结果已经发表在美国儿科学会全国会议和展览;2021年10月21日;虚拟会议;和儿科医院医学年会;2022年7月29日;布埃纳维斯塔湖,佛罗里达州。会议摘要来自美国儿科学会国家会展发表如下:Kern-Goldberger, Rasooly IR,诚意CP,戈贝尔j .儿科住院医师中描述不确定性的容忍。儿科。2022年,149年(1 2022年2月会议摘要):536。

数据共享声明:看到补充2。