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摘要
客觀的開發和驗證一個新的量表，以評估多病患者的治療負擔(照顧健康的努力)。
設計混合方法。
設置英國的初級保健。
參與者多病治療負擔問卷(MTBQ)的內容是基於文獻綜述和來自患者和公眾參與小組的意見。通過認知訪談來評估麵部效度。該量表在參與3D研究的1546名患有多種疾病的成人(平均年齡71歲)中進行了試點和最終版本的測試，這是一項聚類隨機對照試驗。對於每個問題，我們檢查了缺失數據的比例和回答的分布。因子分析、Cronbach 's alpha、Spearman秩相關和縱向回歸分別評估維度結構、內部一致性信度、結構效度和響應性。我們通過將MTBQ總分分為0分和0分(>0)並比較這些類別的參與者特征來評估可解釋性。
結果認知訪談發現良好的接受度和內容效度。因素分析支持單因素解決方案。Cronbach的alpha為0.83，表明內部一致性信度。MTBQ評分與比較國治療負擔量表(r年代0.58, P<0.0001)和自我報告疾病負擔(r年代0.43, P<0.0001)，與生活質量負相關(r年代−0.36,P<0.0001)和自評健康(r年代−0.36,P < 0.0001)。女性參與者、年輕參與者和有心理健康問題的參與者更有可能有較高的治療負擔得分。beplay体育相关新闻如預期的那樣，9個月隨訪期間MTBQ評分的變化與生活質量測量(EuroQol五個維度，五個級別問卷)和以患者為中心的護理(患者慢性疾病護理評估)的變化相關。
結論MTBQ是對多病患者治療負擔的10項測量，具有良好的內容效度、結構效度、信度和響應性。它是評估幹預措施對治療負擔影響的有用研究工具。
試驗注冊號碼ISRCTN06180958．
- 治療負擔
- multimorbidity
- 患者報告的結果測量
- 問卷調查
- 初級護理
這是一篇開放獲取的文章，按照創作共用署名(CC BY 4.0)許可條款發布，該許可允許其他人發布、混編、改編和構建本文，用於商業用途，前提是原始作品被正確引用。看到的:http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
來自Altmetric.com的統計
本研究的優勢和局限性
開發並驗證了一種基於循證框架的簡潔、措辭簡單的衡量方法，包括治療負擔的所有重要方麵。
該方法采用國際標準的驗證問卷進行了全麵測試。
該方法在1546名患有三種或三種以上長期疾病的老年患者中得到驗證。
研究參與者被招募到試驗中，這可能限製了可推廣性。
與現有的其他治療負擔問卷相似，發現了高地板效應。
簡介
治療負擔是患者對自我管理其醫療狀況所需要付出的努力的認知，以及這對其總體健康狀況的影響。1這包括複雜的藥物治療方案、協調醫療預約、改變生活方式和自我監測。
這與患有多種疾病(長期患有多種疾病)的患者尤其相關。隨著人口老齡化，多病已成為常態，影響到三分之二以上的成人全科醫生。2目前的衛生政策設想更多地支持患者自我管理其慢性疾病。然而，這對病人來說所需要的時間和精力是壓倒性的。3.
為了了解治療負擔的影響，特別是評估可能增加或減少負擔的幹預措施的效果，一個有效的患者報告結果測量(PROM)是必不可少的。現有的四種PROMs可以衡量多種疾病患者的治療負擔，4 - 8所有這些都有重要的局限性。13個問題的治療負擔問卷(TBQ)最初是用法語編寫的，隨後測試了一個修訂的15個問題的英文版本。4個5有些內容是醫療係統特有的，措辭也相對複雜，這可能反映了一個事實，即英文版本是在從“像我一樣的病人”網站招募的相對年輕和受教育程度較高的誌願者中測試的(平均年齡51歲，78%受過大學教育)，並非所有人都患有多種疾病。4美國最近開發了患者治療經驗和自我管理(PETS) PROM，包括按9個不同的治療負擔領域分組的48個問題。8雖然這一措施是全麵的，但其長度是一個限製。多病疾病認知量表(multiple)在多病老年患者(平均年齡70歲)中開發並驗證，包括6個問題的治療負擔子量表和3個問題的活動限製子量表。7這一措施很簡單，但忽略了治療負擔的幾個重要方麵。同樣，11個問題的醫療保健任務難度(HCTD)問卷僅用於衡量治療負擔的一個方麵。6
本研究的目的是開發和驗證一種新的簡潔的衡量多病患者治療負擔的方法。
方法
研究背景
該問卷是作為3D研究的一部分開發和驗證的，3D研究是一項多中心、集群隨機對照試驗，旨在改善初級保健中多疾病患者的管理。9參與者年齡在18歲或以上，具有2014年英國質量和結果框架中包括的三種或三種以上的長期條件，從英國三個地區的33個全科醫生中招募。
問卷的開發
我們回顧了2014年7月使用PubMed對多病治療負擔的概念和測量的文獻。我們確定了一些相關的定性研究10 - 12以及三個不針對特定醫療狀況的相關現有prom。這些是TBQ，4個5的倍數7和HCTD問卷。6後來又公布了一項進一步的衡量標準——PETS量表。8我們根據定性訪談和焦點小組製定的治療負擔框架，通過審查三個現有的PROM，確定了PROM的相關領域。1然後，我們征求了為3D研究而組成的8名多病患者和公眾參與(PPI)小組的意見，討論了治療負擔的概念、現有措施、治療負擔框架和將納入問卷的治療負擔領域。然後，我們開發了一份包含12個問題的問卷草案，並對8名PPI小組成員進行了兩輪認知訪談，以提高量表的外觀和內容效度(在線補充附錄A)．13參與者被要求“自言自語”13當他們完成問卷，評論他們評分背後的原因時;和感知問題的意義，布局，標題，引言和一般措辭。他們也給出了自己的治療負擔的例子，並思考這些是否會被問卷所捕獲。在兩輪調查期間對問卷進行了修改，並增加了一個關於在晚上和周末獲得醫療保健的額外問題(見結果部分)。經書麵同意後，對訪談進行了錄音和實地記錄。第二輪認知訪談隻對問卷進行了微小的修改，沒有出現新的見解。與PPI成員舉行了一次彙報會議，對13個問題的問卷作了最後修改。
招聘、數據收集和措施
數據收集於兩項相關研究，橫斷麵3D先導研究和縱向主3D研究，一項聚類隨機對照試驗。13個候選問題被包含在一份名為多病治療負擔問卷(MTBQ)的問卷中。社會人口信息(見表1)在試點研究和主要研究的基線收集。參與者的詳細醫療狀況是從他們的家庭診所電腦記錄中收集的。與健康相關的生活質量測量(EQ-5D-5L)，14自我評價健康(單題)，自我報告疾病負擔(Bayliss)15及以病人為中心的護理(慢性疾病護理病人評估(PACIC))16在試驗研究和主要3D研究的基線和9個月時收集。在審查了現有措施並與PPI小組進行討論後，HCTD6問卷被納入試點研究問卷，作為MTBQ的最佳比較器。選擇這一措施的一個關鍵原因是措辭簡單和簡短。這一點很重要，因為3D研究的許多參與者都是老年人，有些人的文化水平很低。
問卷是通過郵寄方式發給參與者的。對於沒有反應的，在10-14天後發送一封提醒信，並在10-14天後撥打第二次提醒電話。
分析
數據分析采用STATA V.14。我們生成了試點研究和主要研究參與者特征的描述性統計數據。初步研究數據用於檢驗MTBQ總分與HCTD總分之間正相關的預設假設。主要研究數據用於剩餘的分析。
我們根據國際生活質量研究學會(ISOQOL)製定的最低標準測試了問卷的心理測量特性。17根據ISOQOL的六個推薦標準描述了分析計劃和結果。
1.概念和測量模型
概念框架
參見“問卷的開發”部分。
問題屬性
為了評估問題的屬性，我們檢查了缺失數據和“不適用”回答的比例以及回答的分布。“不難”或“不適用”的回答被評為0分。比較MTBQ和HCTD的下限和上限效應。6回答“不適用”的比例超過40%的問題被排除在分析之外。
2.可靠性
為了測試內部一致性信度，我們檢查了項目間的相關性矩陣，並計算了Cronbach 's alpha，一個衡量量表中項目間一致性的指標。0.2和0.4之間的項目間相關性被認為是理想的。21Cronbach 's α為0.7-0.9是可以接受的。22
3.有效性
內容效度
問卷的內容效度通過認知訪談迭代測試(見“問卷的開發”部分)。
建構效度
每個問題的得分如下:0(不難/不適用)，1(有點難)，2(相當難)，3(非常難)和4(極其難)。如果參與者的回答有超過50%的缺失，就會被排除在外。為了計算整體分數，每個參與者的平均分數是根據回答的問題計算出來的，並乘以25得到從0到100的分數。
通過檢驗五個預設假設來檢驗結構效度:第一，MTBQ總分與HCTD總分之間存在正相關關係6；第二，整體MTBQ評分與健康相關生活質量之間的負相關(EQ-5D-5L)14；第三，全球MTBQ得分與自我報告疾病負擔得分呈正相關15；第四，全球MTBQ評分與自我報告的共病數量呈正相關15；第五，總體MTBQ與自我評價健康(單個問題項)之間存在負相關。我們運用斯皮爾曼秩相關來檢驗這些假設。
響應性
根據ISOQOL指南，應評估對變化的響應性。17由於整體MTBQ分數的非正態分布，評估對變化響應性的標準方法，如計算效應量22是不可能的。因此，我們通過評估生活質量指標是否隨時間變化來測試全球MTBQ評分的響應性(EQ-5D-5L)。14和以病人為中心的護理(太平洋地區)16與預期的MTBQ變化呈負相關。我們使用基線至9個月間生活質量標準化變化(EQ-5D-5L)評分的線性回歸模型來衡量基線至9個月間MTBQ的標準化變化。通過將9個月和基線MTBQ(或EQ-5D-5L)分數的個體差異除以所有個體的MTBQ(或EQ-5D-5L)變化分數的SD，計算出參與者水平的這些標準化變化分數。在隨後的分析中，我們根據年齡、性別、長期條件的數量和個體被剝奪程度對該線性回歸模型進行了進一步調整。所有在9個月隨訪前死亡的參與者的EQ-5D-5L隨訪評分為0。
然後，我們使用與上述相同的MTBQ模型，但包括了基線和9個月隨訪期間PACIC評分的標準化變化，如前所述，隨後通過指定的額外協變量進一步調整該模型。
4.可解釋性的分數
研究了全球MTBQ評分的分布，並與HCTD的分布進行了比較6分數。
我們通過將大於0的整體MTBQ得分分組，評估問卷的可解釋性。產生了4個類別:無負擔(得分0)、低負擔(得分<10)、中等負擔(10 - 22)和高負擔(≥22)。參與者特征和關鍵結果變量，包括EQ-5D-5L，14Bayliss疾病負擔評分15和自我評價的健康狀況，在這四個類別中進行比較。為了檢驗治療負擔評分類別與參與者特征之間的相關性，我們對MTBQ組(四個治療負擔類別)的每個參與者特征進行了有序logistic回歸。然後我們根據年齡、性別、共病數量、受全日製教育年齡和個體剝奪得分進一步調整這些順序邏輯回歸模型。
5.翻譯
不適用。
6.對患者應答者和調查者的要求
在認知訪談中，通過檢查缺失回答的比例，評估患者受訪者完成問卷所需要的努力。我們開始通過提供關於如何計算全球MTBQ分數的明確指示，包括丟失數據的處理，以及如何報告和解釋這些分數，來減少對調查人員的要求。
倫理批準和數據共享
該研究的注冊號為試驗注冊號ISRCTN06180958(主要試驗結果尚未公布)。在3D試驗的主要結果於2018年發表後，數據將從布裏斯托大學研究數據存儲設施獲得。
結果
參與者的特征
143名成年人參與了初步研究。從主要3D研究中完成主要基線問卷的1546名參與者中，我們能夠計算出至少完成一半基線MTBQ問題的1524人(99%)的MTBQ分數。隨訪9個月時，1356人返回問卷，1299人(96%)可以計算出MTBQ得分。參與者大多是老年人(主研究的平均年齡為71歲)，完全退休，16歲或更早離開學校，99%是英國白人(表1)．大約三分之二來自英格蘭的參與者生活在貧困程度較低的地區(低收入或中下四分之一)，而來自蘇格蘭的參與者中有三分之二生活在貧困程度較高的地區(中上或上四分之一)。
概念和測量模型
概念框架
伊頓公學開發的框架等1描述了治療負擔的三個主要主題:照顧個人健康所需的工作(例如，自我監測，改變生活方式);患者用來減輕治療負擔的工具和策略(如安排用藥);以及增加負擔的因素(例如，護理連續性差)。我們根據這個框架繪製了三份現有的治療負擔問卷，並與PPI小組進行了討論，他們認為文獻中確定的所有治療負擔領域都應該包括在PROM中。我們最初考慮排除有關成本的問題，因為在國民健康服務體係下，醫療保健基本是免費的，但我們的PPI小組認為，他們仍然需要承擔管理疾病的額外成本，因此這一領域在初稿中保留了下來。
問題屬性
每個問題的數據缺失比例在1%到3%之間表2)．回答“不適用”比例較高的問題3、9及10 (表2)被排除在主分析之外。由於這些問題可能適用於其他人群，我們在不同的組合中重複Cronbach的alpha，包括這些問題(在線補充附錄B)．根據研究人群的不同，這些額外的問題可能是可選的。調查結果顯示，部分問題存在“地板效應”。然而，MTBQ的底部效應比比較器HCTD要小補充附錄C)．
全球MTBQ得分也存在偏差，26%的試點研究參與者和22%的主要研究參與者得分為0(在線)補充附錄D)．同樣，HCTD有更大的下限效應，54%的參與者的整體得分為0。
維數
Kaiser的“特征值大於1”規則和Cattell的碎石圖準則都提出了一個單因素解，這解釋了93%的共同方差。該因子上的載荷均大於0.4。因子解對某些項目具有較高的唯一性。這有時可以表明該物品與其他物品沒有很強的相關性，18但由於這些變量的重要內容(如生活方式的改變，收集藥物)，我們選擇包括它們。
可靠性
問題1和2的項間相關性為0.69，問題6和7的項間相關性為0.62(在線)補充附錄E)．幾乎所有其他項間相關性都在0.2-0.4的理想範圍內。盡管項目間相關係數很高，但我們決定將問題1和2、6和7包括在內，因為我們認為這些問題涉及治療負擔的不同方麵。Cronbach的alpha值為0.83，表明內部信度較高。包括各種組合的可選問題(問題3、9和10)，Cronbach的alpha值在0.82到0.84之間，再次證明了良好的內部一致性(見在線)補充附錄B)．
有效性
麵部和內容效度
PPI小組的與會者評論說，措辭清楚，容易理解。一名與會者認為，在一般全科醫生(GP)營業時間以外獲得醫療保健對他造成了很大的治療負擔。針對這個問題，我們增加了一個關於晚上和周末就醫困難的問題(問題10)。其餘與會者評論說，調查問卷涵蓋了治療負擔的重要領域。
建構效度
正如預測的那樣，全球MTBQ得分與比較國HCTD量表呈正相關6(右年代0.58, P<0.0001)，貝利斯疾病負擔量表12(右年代0.43, P<0.0001)和自我報告的共病數量(r年代0.32, P<0.0001)，與生活質量量表呈負相關14(右年代−0.36,P<0.0001)和自評健康(r年代−0.36,P < 0.0001) (表3)．這為量表的建構效度提供了很好的證據。
響應性
回歸分析發現，EQ-5D-5L評分每增加1個SD(即0.17)14在基線和9個月隨訪之間，隨訪時MTBQ評分降低了1.7(回歸係數- 0.14乘以MTBQ評分11.9的SD變化(95% CI為回歸係數- 0.19到- 0.08)，P<0.0001)(見表4)．在進一步調整特定協變量的模型(回歸係數−0.14 (95% CI−0.20至−0.08)後，也發現了這種關聯，P<0.0001)。
PACIC分數的等效模型16顯示在基線和9個月隨訪期間，PACIC評分每增加1個標準差(即0.86)，隨訪時MTBQ降低1.9(回歸係數- 0.16乘以MTBQ評分11.9的標準差變化(95% CI為回歸係數- 0.22到- 0.10)，P<0.0001)。在進一步調整特定協變量的模型後(回歸係數−0.17 (95% CI−0.23至−0.11)，P<0.0001)也出現了類似的下降。
可解釋性的分數
比較四個治療負擔組(無負擔、低負擔、中等負擔和高負擔)的參與者，女性參與者;年輕的參與者;長期患病人數較多的人;在全科醫生記錄中列出的患有抑鬱症、癡呆和嚴重精神健康問題的參與者;beplay体育相关新闻EQ-5D-5L得分較低的參與者，14疾病負擔得分高12在調整了年齡、性別、共病數量、完成全日製教育的年齡和個人貧困水平後，自我評價健康狀況較差的患者更有可能有較高的治療負擔得分(見表5)．剝奪評分與治療負擔評分之間無明顯相關性。
翻譯
不適用。
對患者應答者和調查者的要求
我們設計了一份包含10個項目、措辭簡單的簡短問卷，放在A4紙的一麵，字體為14號，從而減少了患者應答者完成問卷的工作量。參與認知訪談的參與者發現這相對容易完成，數據缺失的比例在1%到3%之間。為了減少對調查人員的要求，我們提供了關於計算、報告和解釋全球MTBQ分數的明確說明。
討論
在本研究中，我們開發並驗證了一份包含10個項目的問卷，名為多病治療負擔問卷(MTBQ)。問卷的心理測量特性符合ISOQOL規定的PROM的最低標準，17表現出良好的內容效度、內部信度一致性、結構效度和響應性。另外三個問題，包括一個關於治療費用的問題，在本研究人群中“不適用”的回答比例很高，因此被從主要分析中遺漏。然而，這些問題可能與其他人口有關(例如，患者支付處方和醫療保健費用的國家)，在納入這些問題時，量表內部保持一致和可靠，因此可以認為它們是可選的。
我們發現年輕患者更有可能報告高治療負擔得分，有趣的是，Tran的TBQ發現了同樣的現象。5對此有幾種可能的解釋。首先，治療負擔可能對年輕患者的影響更大，因為他們必須在工作或照顧家屬的同時，兼顧預約或複雜的藥物治療方案。其次，年輕患者可能對照顧自己的健康可能對他們的生活產生的影響有不同的預期，因此，他們會感受到更大的治療負擔。正如預期的那樣，我們發現患有抑鬱症和癡呆等心理健康疾病的患者更有可能有較高的治療負beplay体育相关新闻擔得分。之前的研究也有類似的發現。6 7高治療負擔也與有更多的長期疾病相關。沒有發現個人身體狀況與高治療負擔相關。這一結果與TBQ研究和HCTD研究都不同，TBQ研究發現治療負擔與糖尿病之間存在關聯，HCTD研究發現治療負擔與中風、充血性心力衰竭和摔倒之間存在關聯。5個6如預期的那樣，生活質量較低的參與者(EQ-5D-5L)14得分，高疾病負擔得分15自評健康狀況較差的患者更有可能有較高的治療負擔。我們還發現，與男性參與者相比，女性參與者更可能報告較高的治療負擔。這在其他地方沒有報道過。剝奪程度與治療負擔評分之間無相關性。人們可能會認為，來自貧困地區的人可能擁有更少的支持網絡和資源，因此會麵臨更高的治療負擔。另一種說法是，來自貧困地區的參與者可能更能接受照顧自己的健康對他們日常生活的影響，因此報告的治療負擔較低。
這項研究的一個關鍵優勢是MTBQ已在其目標參與者的大樣本中得到驗證，這些參與者是平均年齡為71歲、患有三種或三種以上長期疾病的老年多病患者。相比之下，英語版的Tran’s TBQ在平均年齡為51歲的年輕電腦使用者中得到驗證。4個5MTBQ有很好的麵部效度，被發現是用戶友好的，適合在一頁A4紙14號字體。在綜合循證框架中確定的治療負擔的所有方麵都包括在問卷中。相比之下，現存最全麵的問卷——PETS問卷，8包含48個問題，完成耗時，現有的其他一些問卷隻關注治療負擔的某些方麵。6 7反應性的初步評估發現，如預期的那樣，生活質量均有積極變化(EQ-5D-5L)。14評分和以病人為中心的護理(太平洋)16基線和9個月隨訪之間的評分與治療負擔(MTBQ)評分的降低相關。在其他相關的prom中，隻有HCTD進行了響應性評估，6但HCTD涉及的主題較少，反應選項範圍也較窄，這可能導致了偏斜度和下限效應等更大的問題。
本研究的一個局限性是MTBQ是使用從美國的定性研究發展而來的治療負擔框架製定的。1然而，除了支付醫療費用的問題，我們認為治療負擔的其他領域可能是可推廣的，我們希望開發一種措施，涵蓋在一係列設置中相關的一般性問題，而不是特定於一個醫療保健係統。我們的測量還參考了來自不同國家(包括英國)的定性論文，以確保我們包括了重要的概念。10 - 12在認知訪談中，患有多種疾病的參與者認為問卷捕捉了導致治療負擔的一係列因素。
進一步的限製是，本研究的參與者被招募到試驗中，這可能會產生選擇偏差，並可能限製推廣。然而，試驗參與者的特征與被邀請的參與者相似，但在年齡、性別、長期條件的數量和類型方麵參與率下降(數據將與3D試驗結果一起報告)。這項研究的幾乎所有參與者都是英國白人，計劃進一步在其他人群中驗證該問卷。我們發現22%的參與者的整體MTBQ得分為0。所有其他治療負擔指標也顯示出同樣高的下限效應。4 - 8對此的一種解釋是“反應轉變”，即患者適應他們的日常生活，隨著時間的推移，照顧自己的健康狀況對他們來說變得更容易接受，造成的感知負擔也更少。23以下是正向傾斜的治療負擔得分和高下限效應的含義:首先，這可能使檢測變化變得困難(即，不可能從0分的治療負擔得分提高);第二，平均治療負擔得分應謹慎解讀。然而，反應性的初步分析表明MTBQ評分的變化與預期的生活質量變化相關(EQ-5D-5L)。14評分和以病人為中心的護理(太平洋)16隨著時間的推移。我們建議，由於全球MTBQ評分的偏態性，研究者應報告中位數和IQR，而不是平均值和SD，並報告高、中、低或無治療負擔患者的比例(MTBQ評分分別≥22、10 - 22、<10和0)。
MTBQ量表是一種對多病患者治療負擔的簡潔測量，具有良好的內容效度、結構效度、內部一致性信度和響應性。它是評估幹預措施對多病患者治療負擔影響的有用研究工具。我們預計該量表將與疾病負擔等其他指標一起使用，兩種指標的結果將相互關聯。MTBQ也可用於臨床實踐，以突出多病患者的問題領域，如患者可能在藥物治療或建議的生活方式改變方麵的困難。需要進一步的工作來驗證在臨床環境中使用MTBQ。
致謝
感謝患者和公眾參與小組的成員，即初級保健研究的患者參與小組(PIP-CaRe)，他們參加了認知訪談。PIP-CaRe小組是為了3D研究而成立的，由患有兩種或兩種以上長期疾病的人組成。我們也感謝3D研究團隊的所有其他成員和Boyd教授允許使用醫療保健任務難度問卷。
參考文獻
腳注
貢獻者PD、M-SM和CS負責研究概念和設計。PD, MM, DG和KC參與數據提取和分析。警局起草了手稿。所有作者都仔細審閱了手稿並批準了最終版本。所有作者也可以完全訪問研究中的所有數據(包括統計報告和表格)，並可以對數據的完整性和數據分析的準確性負責。PD是擔保人。在CS的監督下，PD領導了這個項目。她設計了這項研究，進行了文獻綜述，製定了問卷，進行和分析了認知訪談，召集了患者和公眾參與小組的會議，分析了結果，並起草了論文。MM提供了評估這種新的患者報告結果測量方法的心理測量特性的方法學專業知識，包括分析和解釋結果的方法。她對論文進行了批判性的評價，並批準了最終版本。 M-SM provided methodological and practical expertise, and obtained ethical and governance approvals for this study. She critically appraised the paper and has approved the final version. KC acquired and cleaned the original data and produced the database used for analysis. She critically appraised the paper and has approved the final version. DG provided methodological expertise in analysing the responsiveness of the MTBQ and the interpretation of these results. She critically appraised the paper and has approved the final version. CS was Chief Investigator of the 3D Study, which formed the basis for this paper, and supervised PD in developing this questionnaire. He contributed to study design, analysis and interpretation. He critically appraised the paper and has approved the final version.
資金這項工作由國家衛生研究所衛生服務和提供研究方案(項目編號12/130/15)資助。
免責聲明其中所表達的觀點和意見僅為作者個人觀點，並不一定反映健康與疾病預防和預防計劃、國家衛生條例、國民健康保險製度或衛生部的觀點和意見。
相互競爭的利益沒有宣布。
病人的同意不是必需的。
倫理批準該3D研究獲得了西南(Frenchay) NHS研究倫理委員會的批準(14/SW/0011)。
來源和同行評審不是委托;外部同行評議。
數據共享聲明在3D試驗的主要結果於2018年發表後，數據將從布裏斯托大學研究數據存儲設施獲得。
發表於“多病治療負擔問卷的開發和驗證”在2017年7月12日於英國沃裏克舉行的學術初級保健協會年度會議上作為口頭報告進行了介紹。
請求的權限
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