מחקר מבוקר זה, המבוסס על השוואת מצב לפני ואחרי, מדגים כי חבילת ממשל המבוססת על מודל Plan-Do-Check-Act (PDCA) משפרת באופן משמעותי את ההיענות להיגיינת ידיים. יתרה מכך, ההתערבות מפחיתה ביעילות את שיעורי הזיהומים הנרכשים בבית החולים ומעלה את איכות הניהול הסיעודי במחלקות האשפוך, ובכך מספקת מסגרת בת-קיימא ומבוססת נתונים לבקרת זיהומים מוסדית.
מאמר מחקר
השפעת חבילת התערבויות של "תכנן-בצע-בדוק-פעל" (Plan-Do-Check-Act) להיגיינת ידיים על שיעורי הציות, שיעורי הזיהומים ואיכות הסיעוד: מחקר מבוקר של לפני ואחרי
במאמר זה
סיכום
תקציר
היגיינת ידיים נותרת אחד האמצעים החשובים ביותר למניעת זיהומים נרכשים בבית החולים, אך השגת ציות מתמיד בטיפול שגרתי במטופלים במחלקות נותרת קשה להשגה באמצעות תזכורות או הדרכה בלבד. מחקר זה בחן את ההשפעה של חבילת ממשל להיגיינת ידיים המבוססת על מודל Plan–Do–Check–Act (PDCA) על שיעורי הציות להיגיינת ידיים, שיעורי זיהומים נרכשים בבית החולים ואיכות ניהול הסיעוד. מחקר מבוקר של לפני ואחרי התערבות נערך ב-16 מחלקות אשפוז בבית חולים כללי. שמונה מחלקות קיבלו חבילת ממשל להיגיינת ידיים מבוססת PDCA, בעוד ששמונה מחלקות ביקורת המשיכו בניהול שגרתי של היגיינת ידיים. המחקר השתרע על פני תקופה של 12 חודשים, כולל תקופה של 6 חודשי טרום-התערבות ותקופה של 6 חודשי פוסט-התערבות. יחידת הניתוח העיקרית הייתה מחלקה-חודש. התוצאה הראשונית הייתה ציות חודשי להיגיינת ידיים. תוצאות משניות כללו את שיעור הזיהומים הנרכשים בבית החולים ל-1,000 ימי אשפוז וציון איכות ניהול הסיעוד. מודלים של Difference-in-differences שימשו להערכת שינויים הקשורים להתערבות. הציות להיגיינת ידיים עלה מ-66.2% ל-83.2% בקבוצת ההתערבות ומ-63.1% ל-66.8% בקבוצת הביקורת. יחס הסיכויים (OR) המותאם בשיטת Difference-in-differences עבור ציות להיגיינת ידיים היה 2.38 (95% CI: 2.19–2.59, P < 0.001). שיעורי הזיהומים הנרכשים בבית החולים ירדו מ-7.07 ל-4.37 ל-1,000 ימי אשפוז במחלקות ההתערבות, עם יחס שיעור תחלואה מותאם של 0.60 (95% CI: 0.52–0.69, P < 0.001). ציוני איכות ניהול הסיעוד עלו באופן משמעותי יותר במחלקות ההתערבות מאשר במחלקות הביקורת. חבילת הממשל להיגיינת ידיים מבוססת ה-PDCA הייתה קשורה לשיפור בציות להיגיינת ידיים, לשיעורים נמוכים יותר של זיהומים נרכשים בבית החולים ולאיכות ניהול סיעודי גבוהה יותר. שילוב היגיינת ידיים במחזורי ממשל חוזרים ברמת המחלקה עשוי לספק אסטרטגיה מעשית לחיזוק ניהול הבקרת זיהומים.
מבוא
זיהומים שנרכשו בבית החולים נותרים אתגר מרכזי לבטיחות המטופלים, מכיוון שהם מגבירים את התחלואה, מאריכים את משך האשפוז, מעלים את עלויות הבריאות ומטילים לחץ נוסף על הצוות הקליני ועל הנהלת בתי החולים. הנחיות ארגון הבריאות העולמי (WHO) בנושא היגיינת ידיים בטיפול רפואי1 מציבות את היגיינת הידיים כפרקטיקה מרכזית למניעת זיהומים, כיוון שהעברה של מיקרואורגניזמים באמצעות ידיהם של עובדי הבריאות היא אחד הנתיבים הניתנים למניעה באופן המשמעותי ביותר במסגרות טיפול רפואי. על אף שהעיקרון הוא פשוט, יישום מהימן נותר קשה בסביבות קליניות ממשיות, שבהן עומס העבודה, הבדלים בתפקידים, גישה לאספקה, הרגלים ופיקוח – כולם משפיעים על הפרקטיקה היומיומית.
הנטל של זיהומים הנרכשים במערכות בריאות אינו מחולק באופן שווה בין מערכות הבריאות השונות. בסקירתם על זיהומים אנדמיים הנרכשים במערכות בריאות, Allegranzi et al.2 הראו כי נטל הזיהומים הוא משמעותי במיוחד בסביבות שבהן התשתית לבקרת זיהומים ויכולת המעקב מוגבלות. בעיה זו אינה מוגבלת למערכות עם משאבים מוגבלים. Magill et al.3, באמצעות סקר שכיחות רב-מדינתי בבתי חולים לטיפול אקוטי, הראו גם הם כי זיהומים הנרכשים במערכות בריאות נותרים בעיה מתמשכת אף במערכות בתי חולים מפותחות מאוד. ממצאים אלו מעידים כי מניעת זיהומים אינה יכולה להסתמך רק על נהלים כתובים; היא דורשת התנהגות קלינית ניתנת לצפייה, הניתנת לשחזור ולדיווח.
היגיינת ידיים היא אחת ההתנהגויות הנראות והמדידות ביותר במסגרת מניעת זיהומים. מסגרת "חמשת הרגעים להיגיינת ידיים" שהוצעה על ידי Sax ושות' 4 תרגמה את ההתוויות להיגיינת ידיים לרגעים מעשיים שאותם עובדי מערכת הבריאות יכולים לזהות במהלך הטיפול במטופל. מסגרת זו מועילה במיוחד לצורך תצפית, הדרכה ומשוב, מכיוון שהיא מקשרת את התנהגות היגיינת הידיים למצבי טיפול ספציפיים, במקום להתייחס לציות כגישה כללית. עם זאת, הפער בין הידיעה של חמשת הרגעים לבין ביצוע עקבי של היגיינת ידיים במהלך טיפול שגרתי נותר בעיה ניהולית מתמשכת.
מחקרים קודמים על התערבויות הראו כי ניתן להשיג שיפור בהיגיינת הידיים כאשר שינוי התנהגותי נתמך על ידי פעולה ברמת המערכת. Pittet et al.5 דיווחו כי תוכנית להיגיינת ידיים בכל רחבי בית החולים שיפרה את הציות והסתמנה בירידה בזיהומים נרכשים בבית החולים ובמעבר של Staphylococcus aureus העמיד למתיצילן. ממצא זה היה חשוב מכיוון שהראה כי יש להבין שיפור בהיגיינת הידיים כפרקטיקה מוסדית ולא כהתנהגות אינדיבידואלית בלבד. במילים אחרות, הציות משתפר כאשר הדרכת הצוות נתמכת על ידי משאבים נגישים להיגיינת הידיים, ניטור, משוב ומחויבות של ההנהלה.
האסטרטגיה הרב-מודאלית של ארגון הבריאות העולמי (WHO) לשיפור היגיינת הידיים פיתחה עוד יותר את הפרספקטיבה המוסדית הזו על ידי דגש על שינוי מערכתי, הכשרה וחינוך, הערכה ומשוב, תזכורות במקום העבודה ואקלים בטיחות מוסדי6. במחקר קוואזי-ניסויי רב-מדינתי, Allegranzi ואח'7 הדגימו כי אסטרטגיה רב-מודאלית זו הייתה ישימה במגוון מסגרות של שירותי בריאות והייתה קשורה לשיפורים משמעותיים בציות להיגיינת הידיים. מחקרים אלו מספקים ראיות חזקות עבור התערבות רב-מודאלית, אך בתי חולים עדיין זקוקים למודלים של ממשל הניתנים ליישום מקומי, אשר יתרגמו רכיבים אסטרטגיים רחבים לניהול שגרתי ברמת המחלקה.
ראיות אחרונות ממשיכות לתמוך בקשר שבין הציות להיגיינת ידיים לבין מניעת זיהומים, תוך שהן מראות כי גודל האפקט עשוי להשתנות בין סביבות שונות ובין עיצובי התערבות שונים. Mouajou et al.8, בסקירה שיטתית של הציות להיגיינת ידיים ומניעת זיהומים נרכשים בבית חולים, מצאו כי שיפור בציות קשור בדרך כלל להפחתה בסיכון לזיהום, אך הקשר מושפע מרמת הציות הבסיסית, מעוצמת ההתערבות, משיטת המדידה ומאיכות הניטור של הזיהומים. משמעות הדבר היא שתוכניות להיגיינת ידיים לא צריכות רק לדווח האם הציות השתפר, אלא גם להראות כיצד ההתערבות יושמה והאם תהליכי הניהול השתנו לצד התוצאות ההתנהגותיות.
התערבויות רבות קיימות נסמכות במידה רבה על חינוך, פוסטרים, תזכורות או ביקורות לטווח קצר. אמצעים אלו עשויים לשפר את המודעות, אך לעיתים קרובות הם אינם מצליחים ליצור לולאת ממשל בת-קיימא. Gould et al.9, בסקירה של התערבויות לשיפור ההישמעות להיגיינת ידיים, ציינו כי גישות רב-מודיאליות ומבוססות משוב מבטיחות יותר מהתערבויות בעלות רכיב בודד, אך הטרוגניות בעיצוב ובביצוע מקשה על זיהוי מרכיבי הניהול היעילים ביותר. פער זה הוא משמעותי עבור סיעוד ופרקטיקה של בקרת זיהומים, מכיוון שמנהלי מחלקות זקוקים להתערבויות שאינן רק מבוססות תיאורטית, אלא גם ניתנות לשחזור מבחינה תפעולית.
יש לשקול גם מחסומים התנהגותיים וארגוניים. Huis et al.10 הדגישו כי שיפור בהיגיינת הידיים תלוי בגורמים קובעים כגון ידע, השפעה חברתית, תפיסת שליטה, מנהיגות ומשוב. גורמים אלו מרמזים כי יש לנהל את היגיינת הידיים באמצעות תהליך ניהולי מובנה, במקום להתייחס לכך רק באמצעות תזכורות אישיות. במחלקות אשפוז, אחיות ראשיות וצוותי בקרת זיהומים נמצאים בעמדה המאפשרת לקשר בין נתוני תצפית, הכשרת צוות, ניהול אספקה ופעולות מתקנות, אך הדבר דורש מסגרת תפעולית ברורה.
מעגל תכנון–ביצוע–בדיקה–תיקון (Plan–Do–Check–Act) מציע מסגרת כזו מכיוון שהוא מארגן שיפור איכות במחזורים חוזרים של זיהוי בעיות, יישום, ניטור ותיקון. Sua וחב' 11 יישמו את ניהול ה-PDCA על היגיינת ידיים ובקרת איכות של זיהומים בבתי חולים, והראו כי ניהול מחזורי יכול לשפר את הציות להיגיינת ידיים ואת איכות הבקרת הזיהומים במחלקה קלינית. עם זאת, נדרשות ראיות נוספות לגבי האופן שבו ממשל של היגיינת ידיים המבוסס על PDCA משפיע על מספר תוצאות ברמת המחלקה בו-זמנית, במיוחד כאשר בוחנים במסגרת אותו מבנה מחקר את שיעורי הציות, שיעורי הזיהומים הנרכשים בבית החולים, איכות ניהול הסיעוד, ציוני ידע וצריכה של חומר חיטוי ידיים על בסיס אלכוהול.
איכות המדידה היא נושא חשוב נוסף במחקר על היגיינת ידיים. תצפית ישירה נותרת שימושית מכיוון שהיא מאפשרת סיווג לפי תפקיד מקצועי ורגע היגיינת הידיים, אך היא עלולה להוביל להערכת יתר של רמת הציות כאשר עובדי הבריאות יודעים שהם נמצאים תחת תצפית. Srigley et al.12 כימתו את "אפקט הווט'ורן" (Hawthorne effect) בניטור היגיינת ידיים והראו כי פעילות היגיינת הידיים הנצפית עשויה לעלות כאשר המבקרים גלויים. לפיכך, כדי להפחית הטיה זו, מחקרים המסתמכים על תצפית ישירה צריכים להשתמש בטכניקות ניטור לא פולשניות, להעזר בלוחות זמנים לא צפויים לתצפיות כדי למנוע התנייה התנהגותית, לפזור את הביקורים בין משמרות שונות וקבוצות צוות מגוונות, ולפרש את תוצאות הציות בזהירות הראויה.
במקביל, מחקרים לשיפור איכות דורשים דיווח שקוף על ההקשר, תוכן ההתערבות, תהליך היישום והערכת התוצאות. הנחיית SQUIRE 2.0 שפותחה על ידי Ogrinc et al.13 מדגישה את הצורך לתאר לא רק האם התערבות מסוימת הצליחה, אלא גם מה נעשה, כיצד היא יושמה ומדוע ייתכן שהתרחשו השינויים שנצפו. עיקרון זה רלוונטי במיוחד לממשל של היגיינת ידיים, מכיוון שניתן השחזור של התערבות תלוי בפרטים קונקרטיים כגון תדירות ההדרכה, ספי סבירת תצפית, מנגנוני משוב, טריגרים לפעולות מתקנות ואחריות ברמת המחלקה.
בהתבסס על שיקולים אלו, המחקר הנוכחי העריך חבילת ממשל להיגיינת ידיים המבוססת על PDCA במחלקות אשפוז, תוך שימוש במערך מחקר מבוקר של לפני ואחרי התערבות. ההתערבות שילבה ניתוח פערים בקו הבסיס, הדרכת צוות, תזכורות חזותיות, ניטור אספקה, תצפית ישירה על היגיינת ידיים, משוב חודשי, פעולות מתקנות והערכה חוזרת ברמת המחלקה. מטרת המחקר הייתה לבחון האם חבילת ממשל זו הייתה קשורה לשיפור בציות להיגיינת ידיים, להפחתה בשיעורי זיהומים נרכשים בבית החולים ו لإיכות גבוהה יותר של ניהול סיעודי בהשוואה לניהול שגרתי של היגיינת ידיים.
פרוטוקול
פרוטוקול המחקר נבדק ואושר על ידי ועדת האתיקה של בית החולים Guangzhou Panyu Shiqiao (מספר אישור: ASJIO729). מכיוון שהמחקר השתמש באופן קפדני במדדי שיפור איכות ובקרת זיהומים ברמת המחלקה, שנאספו באופן שגרתי והוזמנו מזהותיהם, ועדת האתיקה ויתרה במפורש על הדרישה להסכמה מדעת פרטנית. שמות של מטופלים, שמות של אנשי צוות, מספרי רשומות רפואיות או מידע אחר המאפשר זיהוי ישיר לא נכללו במערך הנתונים האנליטי, והגישה לנתונים הוגבלה לחברים מורשים בצוות המחקר.
מערך המחקר
מחקר מבוקר זה, שנערך לפני ואחרי התערבות, העריך את ההשפעה של חבילת ממשל להיגיינת ידיים המבוססת על PDCA על העמידה בהנחיות היגיינת ידיים, שיעורי זיהומים נרכשיים בבית החולים ואיכות הניהול הסיעודי במחלקות אשפוז. המחקר השתמש ביחידת המידה של מחלקה-חודש כיחידה אנליטית מרכזית, והשווה בין שינויים במחלקות ההתערבות למחלקות הביקורת לאורך תקופה שלפני ההתערבות ותקופה שאחרי ההתערבות. המבנה המתודולוגי הלך לפי עקרונות הדיווח על שיפור איכות המתוארים ב-SQUIRE 2.013.
זרימת העבודה של המחקר מוצגת ב-איור 1, כולל בחירת המחלקות, הקצאת קבוצות, תצפית בקו הבסיס, יישום ההתערבות, הערכת תוצאות חודשית ומחזורי PDCA חוזרים. המאפיינים של המחלקות בקו הבסיס במהלך תקופת טרום-ההתערבות מסוכמים ב-טבלה 1.
הגדרה ותקופת המחקר
המחקר נערך ב-16 מחלקות אשפוז בבית חולים כללי, הכולל סך הכל 32 מחלקות אשפוז. שמונה מחלקות הוקצו לקבוצת ההתערבות ושמונה לקבוצת הביקורת. הקצאת המחלקות התבססה על התכנון המנהלי ותכנון יישום הבקרת הזיהומים של בית החולים ולא על רנדומיזציה פרטנית. רנדומיזציה קפדנית לא הייתה מעשית משתי סיבות עיקריות. ראשית, חבילת הממשל של PDCA דרשה תיאום לוגיסטי אינטנסיבי, כולל הכשרה של צופים מומחים ומשוב ניהולי ממוקד, מה שהחייב פריסה מדורגת ומודרכת ולא הקצאה אקראית. שנית, הקצאה מכוונת שאינה רנדומלית אפשרה למנהלי בית החולים לקבץ את המחלקות באופן שימזער את הסיכון ל"זיהום צולב" מבני ומנהלי בין יחידות ההתערבות ליחידות הביקורת. כדי להפחית הטיות בחירה, מחלקות ההתערבות והביקורת נבחרו כך שיושג איזון מקורב בסוג המחלקה, בימי אשפוז בבסיס, בשיעור הציות להיגיינת ידיים בבסיס, בשיעור הזיהומים הנרכשים בבית החולים בבסיס ובאיכות ניהול הסיעוד בבסיס.
תקופת התצפית נפרשה על פני 12 חודשים רצופים. 6 החודשים הראשונים הוגדרו כתקופה טרום-ההתערבות, שבמהלם שתי הקבוצות קיבלו ניהול שגרתי של היגיינת ידיים. 6 החודשים הבאים הוגדרו כתקופה שלאחר ההתערבות. במהלך התקופה שלאחר ההתערבות, המחלקות שהשתתפו בהתערבות קיבלו את חבילת הממשל להיגיינת ידיים המבוססת על PDCA, בעוד שהמחלקות בקבוצת הביקורת המשיכו בניהול שגרתי של בקרת זיהומים. בחירת המחלקות, הגדרת החשיפה, אפיון התוצאות ומבנה השוואת הקבוצות אורגנו בהתאם לעקרונות הדיווח של מחקרים תצפיתיים14.
חודש-מחלקה נבחר כיחידה האנליטית מכיוון שנתוני הציות להיגיינת ידיים, מספר הזיהומים שנרכשו בבית החולים, ימי-אשפוז, ציוני איכות ניהול סיעודי ומדדי תהליך נאספו וסוכמו מדי חודש ברמת המחלקה. כל אחת מ-16 המחלקות תרמה 12 רשומות חודשיות, מה שהביא ל-192 תצפיות של חודש-מחלקה.
יחידות מחקר וקריטריוני התאמה
רשומת חודש-מחלקה הייתה זכאית לניתוח אם המחלקה נותרה פתוחה למשך חודש קלנדרי מלא, קלטה מטופלים מאושפזים במהלך אותו חודש, היתה בעלת רשומות ימי-מטופל מלאות, היו זמינים נתוני תצפית על היגיינת ידיים, והושלמה הערכת איכות של ניהול סיעות עבור אותו חודש.
רשומות של מחלקות-חודש הוצאו מהניתוח אם המחלקה הייתה סגורה זמנית, מוזגת עם מחלקה אחרת, הומרה לתפקוד קליני אחר, או חוותה שיבוש משמעותי בשירות שגרם למעקב זיהומים חודשי שאינו שלם. רשומות הוצאו מהניתוח גם אם היה חסר כל משתנה תוצאה מרכזי, כולל הזדמנויות להיגיינת ידיים, פעולות היגיינת ידיים, ימי אשפוז של מטופלים, ספירות של זיהומים שנרכשו בבית החולים, או ציוני איכות של ניהול סיעודי.
עובדי הבריאות שנכללו בתצפיות להיגיינת ידיים היו אחיות, רופאים ועוזרי טיפול שהעניקו טיפול ישיר למטופלים במחלקות המשתתפות. תצפיות שכללו סגל מנהלי, מבקרים, סטודנטים ללא תפקידים קליניים עצמאיים, מבקרים זמניים או צוות שאינו מעורב בטיפול ישיר במטופלים לא נכללו.
התערבות: חבילת ממשל להיגיינת ידיים מבוססת PDCA
ההתערבות הייתה חבילת ממשל מובנית להיגיינת ידיים, שיושמה באמצעות מחזורי Plan–Do–Check–Act חוזרים. החבילה שילבה ניתוח פערים בבסיס, הכשרת צוות, תזכורות לזרימת העבודה, ניטור אספקה, תצפית ישירה על היגיינת ידיים, משוב על ביקורות, אחריות ברמת המחלקה ופעולות מתקנות ממוקדות. מבנה ההתערבות עקב אחר הרכיבים המרכזיים של שיפור רב-מודאלי של היגיינת ידיים, כולל שינוי מערכתי, חינוך, הערכה ומשוב, תזכורות וחיזוק אקלים הבטיחות6.
במהלך שלב התכנון, צוות בקרת הזיהומים בחן את רמת הציות הבסיסית להיגיינת ידיים, את ההזדמנויות להיגיינת ידיים, את שיעורי הזיהומים הנרכשים בבית החולים, את צריכת חומרי חיטוי ידיים מבוססי אלכוהול ואת מדדי האיכות של ניהול הסיעות בכל אחת ממחלקות ההתערבות. הצוות זיהה בעיות ספציפיות למחלקות, כולל ציות נמוך לפני מגע עם מטופל, השמטות של היגיינת ידיים לפני פרוצדורות אספטיות, שימוש לא עקבי בחומרי חיטוי ידיים מבוססי אלכוהול, עיכוב במתן משוב לאחר ביקורת וקישור חסר בין ביצועי היגיינת הידיים לביקורת ניהול הסיעות. כל מחלקת התערבות פיתחה תוכנית שיפור חודשית המפרטת את הבעיה המוגדרת, את האחראי, את זמן ההשלמה הצפוי, את שיטת המעקב ואת היעד המדיד.
במהלך שלב ה-Do, הוטמעו מדדי השיפור המתוכננים. כל מחלקה שהשתתפה בהתערבות קיבלה מפגש הדרכה מובנה אחד בתחילת תקופת ההתערבות ומפגש רענון קצר פעם בחודש. כל מפגש נמשך כ-20–30 דקות והועבר על ידי אחיות בקרת זיהומים. ההדרכה כללה אינדיקציות להיגיינת ידיים, שימוש נכון בתמיסות חיטוי ידיים על בסיס אלכוהול, טכניקת שטיפת ידיים, שימוש בכפפות ונקודות סיכון לבקרת זיהומים. תזכורות חזותיות הוצבו ליד מיטות המטופלים, בחדרי טיפול, באזורי הכנת תרופות, בתחנות סיעות ובכניסות למחלקות. נגישות תמיסות חיטוי הידיים על בסיס אלכוהול נבדקה מדי שבוע. מתקנים ריקים, שאינם במקומם או בעלי נגישות לקויה תוקנו בתוך 24 h על ידי צוות הסיעות במחלקה. אחיות ראשיות ארגנו תדריכים קצרים ברמת המחלקה כדי לחזק את דרישות היגיינת הידיים במהלך ניהול הסיעות השגרתי.
במהלך שלב הבדיקה (Check), צופים שהוכשרו ביצעו תצפיות חודשיות על היגיינת ידיים. הצופים רשמו כ-180–260 הזדמנויות להיגיינת ידיים למחלקה לחודש, בהתאם לעומס העבודה במחלקה ולפעילויות הטיפול במטופלים. כדי לצמצם באופן שיטתי את אפקט הות'ורן (Hawthorne effect), התצפיות לא נערכו בבלוקים בודדים וממושכים. במקום זאת, הן חולקו למפגשי תצפית קצריםים ללא הודעה מוקדמת (בדרך כלל 15–20 min), שהופצו באופן אקראי לאורך ימים שונים בשבוע, כולל סופי שבוע, ובמשמרות עבודה מרובות. חודש-מחלקה נחשב כבעל תצפית מלאה כאשר נרשמו לפחות 150 הזדמנויות תקפות להיגיינת ידיים. אם נרשמו פחות מ-150 הזדמנויות תקפות עקב פעילות נמוכה או כיסוי תצפית חלקי, תואם מפגש תצפית נוסף באותו החודש. בכל תצפית נרשמו התפקיד המקצועי של עובד הבריאות, רגע היגיינת הידיים, מספר ההזדמנויות, והאם בוצעה פעולת היגיינת הידיים הנדרשת. הזדמנויות להיגיינת ידיים סווגו לפי חמש ההתוויות להיגיינת ידיים: לפני נגיעה במטופל, לפני הליכים נקיים או אספטיים, לאחר סיכון לחשיפה לנוזלי גוף, לאחר נגיעה במטופל, ולאחר נגיעה בסביבת המטופל1.
במהלך שלב הפעולה (Act), צוות ההתערבות השתמש בממצאים חודשיים כדי לעדכן את מחזור השיפור הבא. כל מחלקה שבה בוצעה התערבות קיבלה דוח משוב חודשי שכלל את שיעור ההיענות הכללי להיגיינת ידיים, היענות לפי תפקיד מקצועי, היענות לפי רגע להיגיינת ידיים, צריכה של תמיסות חיטוי ידיים על בסיס אלכוהול, שיעור זיהומים נרכשים בבית החולים וציון איכות ניהול הסיעוד. פעולה מתקנת הופעלה כאשר התקיים אחד מהקריטריונים הבאים: היענות חודשית להיגיינת ידיים נמוכה מ-80%, היענות של קבוצה מקצועית כלשהי נמוכה מ-75%, היענות עבור רגע כלשהו של היגיינת ידיים נמוכה מ-70%, עלייה של לפחות 20% בשיעור הזיהומים הנרכשים בבית החולים בהשוואה לממוצע של המחלקה לפני ההתערבות, או בעיות תיעוד חוזרות בהערכת איכות ניהול הסיעוד. מחלקות שעמדו באחד מקריטריוני ההפעלה מילאו טופס פעולה מתקנת בתוך 7 ימים וקיבלו פיקוח ממוקד בחודש העוקב. אם רגע ספציפי של היגיינת ידיים או קבוצה מקצועית מסוימת הראו היענות נמוכה יותר, הפעולות המתקנות הופנו לאותה בעיה במקום לחזור על הדרכה כללית. לאחר מכן התחיל מחזור PDCA הבא עם רשימת בעיות מעודכנת ויעד שיפור מעודכן ברמת המחלקה.
קבוצת הביקורת ובקרת זיהומים
במחלקות הביקורת נמשך ניהול היגיינת הידיים השגרתי במהלך אותה תקופת מחקר. הניהול השגרתי כלל מדיניות סטנדרטית למניעת זיהומים, זמינות של תמיכה אלכוהולית לחיטוי ידיים, תזכורות שגרתיות להיגיינת ידיים ופיקוח סדיר על מניעת זיהומים. מחלקות הביקורת לא קיבלו את מחזור ה-PDCA החודשי המובנה, דוחות משוב ספציפיים למחלקה, טפסי פעולות מתקנות, משוב המבוסס על תצפית אינטנסיבית או פגישות ממשל ממוקדות שנעשה בהן שימוש במחלקות ההתערבות.
כדי להפחית זיהום הדדי בין הקבוצות, דוחות משוב ספציפיים להתערבות, טפסי פעולה מתקנת, רשומות PDCA ברמת המחלקה וישיבות שיפור חודשיות לא הופצו למחלקות הביקורת במהלך תקופת המחקר. מדיניות בקרת זיהומים כללית של בית החולים, שהוחלה על כל המחלקות, נשמרה באופן עקבי בשתי הקבוצות.
מדדי תוצאה
התוצאה העיקרית הייתה רמת ההיענות החודשית להיגיינת ידיים, אשר הוערכה באמצעות תצפית אנושית ישירה. ההיענות חושבה ברמת המחלקה-חודש כסך כל פעולות היגיינת הידיים שנצפו במחלקה ספציפית במהלך חודש נתון, חלקי סך הזדמנויות היגיינת הידיים שנצפו, כשהתוצאה מוכפלת ב-100%. פעולה של היגיינת ידיים נחשבה כתקינה כאשר עובד הבריאות ביצע היגיינת ידיים באמצעות תכשיר חיטוי ידיים על בסיס אלכוהול או שטיפת ידיים במים וסבון מיד לאחר התרחשותה של הזדמנות מוגדרת ולפני המעבר לפעילות טיפולית הבאה. פעולות שבוצעו מוקדם מדי, מאוחר מדי, או שלא היו קשורות להזדמנות שנצפתה, לא נספרו כפעולות של היענות.
מדד התוצאה המשני הראשי היה שיעור הזיהומים הנרכשים בבית החולים. זיהומים נרכשים בבית החולים זוהו באמצעות מערכת המעקב לבקרת זיהומים של בית החולים, בהתאם לקריטריוני המעקב המוסדיים המותאמים לפרקטיקה של ניטור זיהומים הקשורים למסגרות בריאות. כדי להבטיח בהירות והשוואה בינלאומית, שיעור ה-HAI המשולב במחקר זה כלל ספציפית זיהומי דם הקשורים לקטטר מרכזי (CLABSI), זיהומי דרכי שתן הקשורים לקטטר (CAUTI), זיהומים באתר הניתוח (SSI), דלקת ריאות נרכשת בבית החולים/הקשורה למסייע נשימה (HAP/VAP), וזיהומים הנגרמים על ידי אורגניזמים עמידים למספר תרופות שהיוו מטרה למעקב (למשל, *Staphylococcus aureus* עמיד למתיצילין ו-*Clostridioides difficile*). מקרי חשד נסקרו על ידי מומחי בקרת זיהומים, והספירות החודשיות ברמת המחלקה סוכמו לאחר אימות מול רשומות קליניות, דוחות מיקרוביולוגיה, רשומות שימוש באנטימיקרוביאליים, טבלאות טמפרטורה, דוחות דימות במידת הצורך, ויומני בקרת זיהומים של המחלקה. שיעור הזיהומים החודשי הנרכש בבית החולים חושב כמספר מקרי הזיהומים הנרכשים בבית החולים חלקי סך ימי האשפוז, כשהתוצאה הוכפלה ב-1,000. ימי אשפוז שימשו כמכנה מכיוון שהם מייצגים את זמן החשיפה המצטבר של המטופלים המאושפזים והם נמצאים בשימוש נפוץ במעקב אחר זיהומים הקשורים למסגרות בריאות15.
תוצאה משנית נוספת הייתה איכות ניהול הסיעוד. איכות ניהול הסיעוד הוערכה מדי חודש באמצעות טופס הערכה מובנה ברמת המחלקה. ההערכה כללה ממשל בנושא היגיינת ידיים, תיעוד של בקרת זיהומים, זמינות של ציוד, השלמת הדרכות לצוות, משוב מביקורות, ניהול סביבתי ויישום פעולות מתקנות. הציונים נעו בין 0 ל-100, כאשר ציונים גבוהים יותר העידו על איכות ניהול סיעודית טובה יותר. ציון חודשי נמוך מ-80 נחשב כערך המהווה אזהרת ניהול והיה דורש סקירה על ידי האחיה הראשית. ציון נמוך מ-75 הוביל להגשת תוכנית פעולה מתקנת בכתב.
מדדי תהליך נוספים כללו ציון ידע בהיגיינת ידיים וצריכת חומר חיטוי ידיים על בסיס אלכוהול. הידע בהיגיינת ידיים הוערך באמצעות מבחן ידע מובנה, כאשר הציונים נעו בין 0 ל-100. ציון של 80 ומעלה נחשב למספק. אנשי צוות עם ציונים נמוכים מ-80 קיבלו הדרכה קצרה נוספת לפני ההערכה החודשית הבאה. צריכת חומר חיטוי ידיים על בסיס אלכוהול חושבה כמיליליטרים ליום-חולה, והיא הוערכה כמדד תהליך תומך כדי לאשש באופן אובייקטיבי את ממצאי התצפית הישירה של הציות להיגיינת ידיים. הגדרות תפעוליות מפורטות, ספי סבירה ונוסחאות חישוב מופיעים ב-טבלה משלימה 1.
נהלי איסוף נתונים
נתונים נאספו מדי חודש מכל אחת מהמחלקות המשתתפות. נתוני תצפית על היגיינת ידיים נאספו על ידי צופים מיומנים לבקרת זיהומים באמצעות טופס תצפית סטנדרטי. הצופים רשמו את קוד המחלקה, החודש, התפקיד המקצועי, רגע היגיינת הידיים, מספר ההזדמנויות ומספר הפעולות שבוצעו. אותם כללי תצפית הוחלו הן על מחלקות ההתערבות והן על מחלקות הביקורת.
לפני איסוף הנתונים הפורמלי, כל הצופים השלימו הדרכת כיול סטנדרטית והגיעו לרמת הסכמה בין בודקים של ≥90% באמצעות תרחישים קליניים סטנדרטיים. פרוטוקולים מפורטים בנוגע להדרכת הצופים, סיווג חמשת ההתוויות וקריטריוני התיקוף מופיעים בSupplementary File 1.
מקרי זיהום שנרכשו בבית החולים ומספרי ימי אשפוז התקבלו מרשומות שגרתיות של מעקב לבקרת זיהומים. ספירות אשפוז חודשיות ומספרי ימי אשפוז נבדקו מול רשומות מנהליות של המחלקה לפני הניתוח. ציוני איכות ניהול הסיעוד התקבלו מהערכות איכות סיעודיות חודשיות. צריכת תמיסות חיטוי ידיים מבוססות אלכוהול התקבלה מרשומות אספקה של המחלקה ונורמלה לפי ימי אשפוז.
עבור כל חודש-מחלקה, מערך הנתונים האנליטי הסופי כלל את קוד המחלקה, הקצאה לקבוצה, חודש, תקופת המחקר, שלב PDCA, אשפוזים, ימי פסיינט, הזדמנויות להיגיינת ידיים, פעולות היגיינת ידיים, שיעור הציות להיגיינת ידיים, מקרים של זיהומים שנרכשו בבית החולים, שיעור זיהומים שנרכשו בבית החולים ל-1,000 ימי פסיינט, ציון איכות ניהול סיעודי, ציון ידע בהיגיינת ידיים וצריכת תמיכה אלכוהולית לחיטוי ידיים.
בקרת איכות הנתונים וטיפול בנתונים חסרים
יושמו נהלי בקרת איכות קפדניים של הנתונים כדי למזער הטיות במדידה ולהבטיח את שלמות הנתונים. אלו כללו תצפיות זמניות מקבילות עבור שתי הקבוצות, אגרגציה חודשית של נתונים להפחתת רעש הנובע מתנודתיות יומית, וסינון קפדני ומוגדר מראש של חוסר עקביות לוגית או ערכים מחוץ לטווח. תיאור מקיף של אלגוריתמי בדיקת הנתונים הספציפיים, ספי המסמנים (flagging thresholds) ונהלי הטיפול בנתונים חסרים מפורטים ב-קובץ משלים 1.
מכיוון שתצפית ישירה על היגיינת ידיים טומנת בחובה סיכון לשינוי בהתנהגות הצוות (אפקט הות'ורן), פרוטוקול איסוף הנתונים חייב לכלול לוחות זמנים בלתי צפויים לתצפית. באמצעות שימוש בחלונות ניטור קצרים ובשגריריות, שפוזרו באופן אקראי לאורך ימי חול שונים, סופי שבוע, משמרות מגוונות (בוקר, אחר צהריים ולילה), תפקידים מקצועיים ומועדי היגיינת ידיים, השאיפה במחקר הייתה ללכוד את הפרקטיקה הקלינית השגרתית ולא ציות מותנה. פרוטוקול תצפית זהה הוחל באופן שווה על שתי הקבוצות כדי למנוע הטיות מדידה דיפרנציאליות (כלומר, להבטיח שהצופים לא יישם רמות בחינה שונות בין מחלקות ההתערבות למחלקות הביקורת), בעוד שהתזמון האקראי שהוזכר לעיל יושם במפורש כדי למזער הטיות דגימה.
כל רשומות חודש-מחלקה שנכללו הכילו משתני תוצאה מרכזיים מלאים. לפיכך, לא בוצע השלמת נתונים (imputation). למרות שנקבעו מראש קריטריוני החרגה כדי להתמודד עם סגירות פוטנציאליות של מחלקות או משתנים חסרים, אף רשומת חודש-מחלקה לא עמדה בפועל בקריטריונים אלו במהלך המחקר. כתוצאה מכך, לא הושמרו רשומות, וכל 192 תצפיות חודש-מחלקה המתוכננות נשמרו במלואן, ובכך הובטח ששתי הקבוצות, קבוצת ההתערבות וקבוצת הביקורת, נאמדו באופן רציף לאורך אותה תקופה קלנדרית של 12 חודשים.
ניתוח סטטיסטי
הניתוח הסטטיסטי בוצע באמצעות SPSS ו-R16. טבלאות תיאוריות הופקו בהתאם. גישות מידול ספציפיות הותאמו להתפלגות של כל תוצאה: רגרסיה לוגיסטית עבור עמידה בהנחיות היגיינת ידיים, רגרסיה פואסונית או בינומית שלילית עבור שיעורי זיהומים נרכשים בבית החולים, ורגרסיה ליניארית עבור ציוני ידע ואיכות ניהול סיעודי רציפים. כל ההערכות הסטטיסטיות, הכוללות את מסגרת ה-difference-in-differences וחישובי שגיאה סטנדרטית מקובצת (clustered standard error), בוצעו ב-R באמצעות החבילות stats, MASS, sandwich ו-lmtest. האיורים הוכנו באמצעות GraphPad Prism ונבדקו אל מול הפלט הסטטיסטי הסופי.
משתנים רציפים סוכמו כממוצע וסטיית תקן כאשר הם התפלגו באופן נורמלי בקירוב, וכחציון וטווח בין-רבעוני כאשר ההתפלגות הייתה אסימטרית. הנורמליות של משתנים רציפים לצורך סיכומים תיאוריים, כמו גם הנורמליות של שאריות המודל עבור ניתוחי רגרסיה ליניארית, הוערכה באמצעות היסטוגרמות, גרפי Q–Q ומבחן Shapiro–Wilk. משתנים קטגוריאליים סוכמו כמספרים ואחוזים. השוואתיות הבסיסית בין מחלקות ההתערבות למחלקות הביקורת הוערכה באמצעות מדדים ברמת המחלקה לפני ההתערבות, כולל קליטות, ימי אשפוז, הזדמנויות להיגיינת ידיים, ציות להיגיינת ידיים, שיעור זיהומים נרכשים בבית החולים, ציון איכות ניהול סיעודי, ציון ידע בהיגיינת ידיים וצריכת תמיכה לחיטוי ידיים על בסיס אלכוהול.
הניתוח המרכזי השווה שינויים שלפני ההתערבות לעומת שינויים לאחר ההתערבות בין מחלקות התערבות למחלקות ביקורת. עבור הציות להיגיינת ידיים, המודל כלל את מספר פעולות היגיינת הידיים כתוצאה הנבדקת, תוך הגדרה מפורשת של מספר ההזדמנויות השונות שנצפו להיגיינת ידיים לכל מחלקה-חודש כמכנה הבינומי. הגדרה זו משקללת באופן פונקציונלי את נפחי התצפית השונים בין היחידות באופן analog ל-offset. השפעת ההתערבות הוערכה באמצעות מודל רגרסיה לוגיסטית במסגרת של difference-in-differences, הכוללת איברי אינטראקציה של קבוצה, תקופה וקבוצה-בתוך-תקופה. לאורך כתב היד, המונח 'מתוקנן' (adjusted) המיוחס להערכות השפעה (למשל, adjusted odds ratios או incidence rate ratios) מציין במפורש כי פרמטרים אלו הופקו ממודלים רב-משתנים מלאים אלו — תוך תיקון מתמטי עבור ההשפעה המרכזית של קבוצת המחקר, ההשפעה המרכזית של התקופה, נפחי חשיפה משתנים והצמדה (clustering) ברמת המחלקה — ולא מרמז על הכללה של משתנים קליניים נוספים. כדי למנוע פרמטריזציה-יתרה, חודש הלוח הספציפי לא נכלל כמשתנה רציף או קטגוריאל במודלים ראשוניים אלו, שכן משתנה ה'תקופה' הבינארי תפס באופן מספיק את השינוי הזמני הכולל. עם זאת, כדי להבטיח שהממצאים שלנו לא הושפעו מתנודות עונתיות, חודש הלוח נכלל במפורש כמשתנה נוסף במסגרת ניתוחי הרגישות שהוגדרו מראש.
כדי לתקף באופן פורמלי את הנחת המגמות המקבילות הגלומה במודל של "הפרש בהפרשים" (difference-in-differences), נבחנו חזותית תוצאות חודשיות טרם ההתערבות כדי לאשר כי השיפועים הזמניים עבור מחלקות ההתערבות והביקורת היו מקבילים לפני היישום. מבחינה סטטיסטית, הנחה זו הוערכה על ידי הכנסת איבר אינטראקציה של קבוצה-חודש למודלי רגרסיה ספציפיים שהותאמו לכל תוצאה בהתאמה (כלומר, מודלים לוגיסטיים, מודלי ספירה ומודלים לינאריים) שהוגבלו אך ורק לתקופה שלפני ההתערבות; אינטראקציה שאינה מובהקת (P ≥ 0.05) אישרה כי המגמות (השיפועים) לפני ההתערבות בין שתי הקבוצות לא התבדרות באופן מובהק, ללא קשר להבדלים מוחלטים קבועים ברמות הבסיס שלהן. המודלים העיקריים דיווחו על אומדני אפקט עם רווחי סמך של 95% במקום להסתמך אך ורק על ערכי P.
עבור שיעורי זיהומים שנרכשו בבית החולים, נותחו ספירות זיהומים חודשיות באמצעות מודל ספירה. באופן ספציפי, מודלים אלו שילבו את קבוצת המחקר, התקופה והאינטראקציה בין הקבוצה לתקופה כהשפעות קבועות. כדי לבצע התאמה קפדנית לנפחי חשיפה בסיסיים משתנים בין היחידות, הוגדר הלוגריתם הטבעי של ימי-חולה חודשיים והוכנס כאיבר ה-offset. בהתאם לאסטרטגיית הניתוח הכוללת שלנו, התקבצות ברמת המחלקה תוכננה באמצעות שגיאות תקן חסונות-צבירה (cluster-robust standard errors), ולכן לא נכללו במודל פרמטרים מפורשים של השפעות אקראיות. הבחירה הסופית בין מפרטי פואסון (Poisson) לבין בינומי שלילי נקבעה באופן מפורש על ידי הערכת פרמטר הפיזור (θ) שהוערך ממודל הבינומי השלילי הראשוני. מודל פואסון הפשוט יותר נחשב למתאים כאשר פרמטר זה העיד על היעדר פיזור-יתר (overdispersion) משמעותי; אחרת, המפרט הבינומי השלילי נשמר כדי להתחשב בשונות העודפת. הערכת ההשפעה דווחה כיחס שיעורי התחלואה (incidence rate ratio) עם רווח סמיכויות של 95%. שיעורי זיהומים שנרכשו בבית החולים תוארו בנוסף כמספר מקרים ל-1,000 ימי-חולה.
עבור ציוני איכות ניהול הסיעוד וציוני הידע על היגיינת ידיים, נעשה שימוש במודלים של רגרסיה לינארית עם מונחים של קבוצה, תקופה ואינטראקציה בין קבוצה לתקופה; מקדם האינטראקציה שהתקבל (β) מייצג את ההבדל הממוצע המותאם בשיפור הציונים בין שתי הקבוצות. כדי להגדיר באופן קפדני את השונות בין המחלקות ואת חוסר העצמאות של הנתונים החודשיים, התצפיות לא נחשבו כבלתי תלויות. בכל המודלים — כולל אלו עבור ציות להיגיינת ידיים, זיהומים נרכשים בבית החולים, איכות ניהול הסיעוד, צריכת תחלילי אלכוהול לחיטוי ידיים וכל ניתוחי תתי-הקבוצות — השפעות קבועות (fixed effects) כללו באופן עקבי את קבוצת המחקר, תקופת ההתערבות והאינטראקציה ביניהם. במקום התאמת מודלים לינאריים מעורבים מוכללים (GLMMs) עם השפעות אקראיות, נושא ההצמדה (clustering) טופל במפורש על ידי חישוב טעויות תקן חסונות-צביריות (cluster-robust standard errors) ברמת המחלקה עבור כל מודל. גישה זו מתאימה כראוי את כל ערכי ה-P ומרחיבה את רווחי הביטחון כדי לתקן עבור מתאם תוך-קבוצתי (intra-class correlation), ובכך מבטיחה באופן ישיר שהסטטיסטיקה ההסקתית תהיה חסונה ולא צרה באופן אופטימי מדי. צריכת תחלילי אלכוהול לחיטוי ידיים נותחה באופן כמותי כדי לשמש כמדד פרוקסי אובייקטיבי, המבצע טריאנגולציה לשינויים ההתנהגותיים שנצפו בציות להיגיינת ידיים.
ניתוחי תתי-קבוצות בוצעו לפי תפקיד מקצועי ורגע היגיינת ידיים. התפקיד המקצועי סווג כאחות, רופא או עוזר טיפול. רגע היגיינת הידיים סווג כ: לפני נגיעה במטופל, לפני הליכים נקיים או אספטיים, לאחר סיכון לחשיפה לנוזלי גוף, לאחר נגיעה במטופל ולאחר נגיעה בסביבת המטופל. ניתוחים אלו נחשבו לתומכים מכיוון שהמחקר תוכנן בראש ובראשונה להעריך שינויים ברמת המחלקה ולא השפעות של אנשי צוות ברמה האישית.
ניתוחי רגישות נרחבים נערכו כדי לאשש את החסון (robustness) של המודלים העיקריים שלנו. אלו כללו את השמטת חודש המעבר הראשוני של היישום כדי להתחשב בהשפעות של תקופת ההטמעה (phase-in effects), ושילוב מפורש של חודש הלוחש כמשתנה נלווה (covariate) נוסף כדי לתקן עבור תנודתיות עונתית פוטנציאלית. על מנת לייעל את הטקסט המרכזי, המתודולוגיות המפורטות והתוצאות המלאות של ניתוחי רגישות אלו מוצגות באופן בלעדי ב- קובץ משלים 2.
אף על פי שההנחה הייתה שההתערבות תניב תוצאות חיוביות, כל המבחנים הסטטיסטיים נותרו דו-זנביים כדי לאפשר באופן שמרני זיהוי של השפעות שליליות בלתי מכוונות (למשל, ירידה פרדוקסלית בציות או עלייה בשיעורי הזיהומים), בהתאם לפרקטיקות דיווח אפידמיולוגיות סטנדרטיות. ערך P נמוך מ-0.05 נחשב למשמעותי סטטיסטית. לא בוצע תיקון להשוואות מרובות בין התוצאים הראשוניים והמשניים, מכיוון שנקודות קצה אלו ייצגו תחומים נפרדים ומוגדרים מראש של השפעת ההתערבות (כלומר, ממדים התנהגותיים, קליניים ואדמיניסטרטיביים) ולא מבחנים מרובים של היפותזה אחת. באופן דומה, לא הוחל תיקון על ניתוחי תתי-הקבוצות התומכים, אשר פושטו באופן קפדני כחקר גילוי (exploration). קובץ הניתוח כלל ייבוא נתונים, בדיקת משתנים, סיכומי תיאור, השוואת בסיס, מודלי הפרשים בפרשים (difference-in-differences), מודלי ספירה עבור שיעורי זיהומים שנרכשו בבית החולים, ניתוחי רגישות, ניתוחי תתי-קבוצות וטבלאות פלט מוכנות להצגה כאיורים.
תוצאות
מאפייני מחלקות בבסיס
סך הכל 16 מחלקות אשפוז נכללו במחקר, כאשר 8 מחלקות היו בקבוצת ההתערבות ו-8 מחלקות היו בקבוצת הביקורת.
שתי הקבוצות לא הראו חוסר איזון ניכר בעומס העבודה במחלקה או בנפח התצפיות בנקודת ההתחלה. שיעור ההיענות להיגיינת ידיים בנקודת ההתחלה היה 66.2% בקבוצת ההתערבות ו-63.1% בקבוצת הביקורת. שיעור הזיהומים הנרכשים בבית החולים בנקודת ההתחלה היה 7.07 ל-1,000 ימי אשפוז בקבוצת ההתערבות ו-6.20 ל-1,000 ימי אשפוז בקבוצת הביקורת. ציוני איכות הניהול הסיעודי בנקודת ההתחלה היו 76.7 ו-75.4 בקבוצת ההתערבות ובקבוצת הביקורת, בהתאמה. צריכת חומר לחיטוי ידיים על בסיס אלכוהול הייתה 44.2 L/1,000 ימי אשפוז בקבוצת ההתערבות ו-42.6 L/1,000 ימי אשפוז בקבוצת הביקורת. דפוסי בסיס אלה העידו על עומס עבודה ועצימות תצפית דומים באופן כללי, אם כי במחלקות ההתערבות היו גבוהים מעט יותר בנקודת ההתחלה שיעור ההיענות להיגיינת ידיים, שיעור הזיהומים הנרכשים בבית החולים, ציון איכות הניהול הסיעודי וצריכת החומר לחיטוי ידיים על בסיס אלכוהול (Table 1).
ציות חודשי להיגיינת ידיים
הציות להיגיינת ידיים עלה באופן ברור יותר במחלקות ההתערבות מאשר במחלקות הביקורת לאחר יישום חבילת הממשל להיגיינת ידיים המבוססת על PDCA. בקבוצת ההתערבות, הציות עלה מ-66.2% בתקופה שלפני ההתערבות ל-83.2% בתקופה שלאחר ההתערבות, מה שמתבטא בעלייה מוחלטת של 17.0 נקודות אחוז. בקבוצת הביקורת, הציות עלה מ-63.1% ל-66.8%, מה שמתבטא בעלייה מוחלטת של 3.7 נקודות אחוז (טבלה 2).
במונחים מעשיים, השיפור בשיעור ההיענות להיגיינת ידיים בקבוצת ההתערבות היה גבוה ב-13.3 נקודות אחוז מהשיפור המקביל שנצפה בקבוצת הביקורת. במודל המתואם, תקופת לאחר-ההתערבות בקבוצת ה-PDCA הייתה קשורה להיענות גבוהה יותר להיגיינת ידיים בהשוואה לשינוי הבסיס בקבוצת הביקורת. יחס הסיכויים (OR) המתואם בשיטת הפרש ההפרשים (difference-in-differences) עבור היענות להיגיינת ידיים היה 2.38 (95% CI: 2.19–2.59, P < 0.001) (טבלה 3).
המגמה החודשית הראתה עלייה הדרגתית במחלקות ההתערבות ולא שינוי חד בחודש בודד. ההיענות בקבוצת ההתערבות עלתה מ-76.7% בחודש הראשון לאחר ההתערבות ל-87.6% בחודש האחרון לאחר ההתערבות. לעומת זאת, קבוצת הביקורת הראתה תנודות מתונות בלבד במהלך אותה תקופה, עם עלייה מ-66.3% ל-69.6%. במהלך תקופה שלפני ההתערבות, שתי הקבוצות הראו מסלולים חודשיים דומים באופן כללי, ללא מגמה מנוגדת ברורה בקו הבסיס (איור 2).
שיעור זיהומים נרכשים בבית החולים
במחלקות שהיו חלק מההתערבות נצפה שיעור נמוך יותר של זיהומים נרכשים בבית החולים לאחר ההתערבות. בקבוצת ההתערבות, שיעור הזיהומים הנרכשים בבית החולים ירד מ-7.07 ל-4.37 ל-1,000 ימי אשפוז, מה שמהווה הפחתה של 2.70 זיהומים ל-1,000 ימי אשפוז. בקבוצת הביקורת, השיעור השתנה מ-6.20 ל-6.50 ל-1,000 ימי אשפוז, דבר המצביע על היעדר דפוס ירידה דומה (טבלה 2).
באופן דומה, קבוצת ההתערבות השיגה הפחתה גדולה יותר בשיעור הזיהומים הנרכשים בבית החולים, עם ירידה נוספת של 3.01 זיהומים ל-1,000 ימי אשפוז בהשוואה לשינוי שחל בקבוצת הביקורת. במודל הספירה המתוקנן, שבו ימי האשפוז שימשו כערך קיזוז (offset), נמצא כי התקופה שלאחר ההתערבות בקבוצת ה-PDCA הייתה קשורה לשיעור נמוך יותר של זיהומים נרכשים בבית החולים בהשוואה למצב הביקורת. יחס שיעורי השכיחות (IRR) המתוקנן היה 0.60 (95% CI: 0.52–0.69, P < 0.001; Table 3), עם רווח בר-סמכא של 95% בין 0.52 ל-0.69 וערך P נמוך מ-0.001 (Table 3).
המגמה החודשית תמכה בממצא המצטבר. בקבוצת ההתערבות, שיעורי הזיהומים שנרכשו בבית החולים תגשנו במהלך תקופת הבסיס ולאחר מכן נותרו נמוכים באופן כללי לאחר היישום, והגיעו ל-3.42 ל-1,000 ימי אשפוז בחודש השלישי לאחר ההתערבות ו-3.70 ל-1,000 ימי אשפוז בחודש האחרון לאחר ההתערבות. קבוצת הביקורת לא הראתה דפוס ירידה עקבי ונותרה בטווח גבוה יותר לאחר ההתערבות, עם ערכים חודשיים שבין 5.06 ל-7.60 ל-1,000 ימי אשפוז (איור 3).
מדדי איכות ותהליכי ניהול סיעודי
ציוני איכות הניהול הסיעודי עלו באופן משמעותי יותר במחלקות הניסוי מאשר במחלקות הביקורת. ציון איכות הניהול הסיעודי הממוצע עלה מ-76.7 ל-86.8 בקבוצת הניסוי, מה שמהווה עלייה של 10.1 נקודות בתוך הקבוצה. בקבוצת הביקורת, הציון עלה מ-75.4 ל-78.1, מה שמהווה עלייה של 2.8 נקודות בתוך הקבוצה (טבלה 2).
במונחים מעשיים, במחלקות ההתערבות נרשם שיפור נקי באיכות הניהול הסיעודי שהיה גבוה ב-7.37 נקודות מהשינוי המקביל שנצפה בקבוצת הביקורת. מבחינה סטטיסטית, הערכה זו של הפרש ההפרשים המתואם (β) הייתה 7.37 (95% CI: 6.45–8.29, P < 0.001; טבלה 3).
צריכת תמיסות חיטוי ידיים על בסיס אלכוהול עלתה במקביל לשיפור בציות להיגיינת הידיים. בקבוצת ההתערבות, הצריכה עלתה מ-44.2 ל-50.3 L/1,000 patient-days, בעוד שבקבוצת הביקורת היא עלתה מ-42.6 ל-44.2 L/1,000 patient-days. הערכת ה-difference-in-differences המתואמת לצריכת תמיסות חיטוי ידיים על בסיס אלכוהול הייתה 4.50 L/1,000 patient-days (95% CI: 3.61–5.39, P < 0.001). עלייה זו תאמה את שיעורי הציות הגבוהים יותר להיגיינת הידיים שנצפו במחלקות ההתערבות (טבלה 3).
המגמה החודשית של איכות ניהול הסיעות הראתה גם היא הפרדה ברורה יותר לאחר היישום. במחלקות ההתערבות עלה הטווח מ-75.8 עד 78.7 בבסיס למדד של 85.2 עד 88.3 לאחר ההתערבות. במחלקות הביקורת חל שינוי מתון יותר, מטווח בסיס של 74.4 עד 76.1 לטווח של 77.2 עד 80.1 לאחר ההתערבות (איור 4).
ציות לפי תפקיד מקצועי ורגע היגיינת ידיים
ניתוח תתי-קבוצות הראה כי רמת הציות להיגיינת הידיים השתפרה בכל הקבוצות המקצועיות שנצפו במחלקות ההתערבות. בקרב אחיות, הציות עלה מ-72.7% ל-82.9%. בקרב רופאים, הציות עלה מ-59.6% ל-73.3%. בקרב סייעמי טיפול, הציות עלה מ-54.8% ל-67.6%. במחלקות הביקורת נרשמו עליות קטנות יותר באותה תקופה: מ-72.3% ל-77.4% בקרב אחיות, מ-57.5% ל-61.2% בקרב רופאים, ומ-53.3% ל-59.2% בקרב סייעמי טיפול (איור 5A).
שיפורים נצפו גם בחמשת רגעי היגיינת הידיים במחלקות ההתערבות. ההלימה לפני מגע עם המטופל עלתה מ-56.4% ל-76.4%, וההלימה לפני הליכים נקיים או אספטיים עלתה מ-69.0% ל-87.0%. ההלימה לאחר חשיפה לנוזלי גוף עלתה מ-76.7% ל-85.6%, בעוד שההלימה לאחר מגע עם המטופל עלתה מ-71.5% ל-84.2%. ההלימה לאחר נגיעה בסביבת המטופל עלתה מ-56.4% ל-71.6%. מבחינה תיאורית, העליות המוחלטות הגדולות ביותר נצפו ברגעים שהיו חלשים יותר בבסיס, ובמיוחד לפני מגע עם המטופל ואחרי נגיעה בסביבת המטופל. עם זאת, בהתאם לעיצוב ההערכות המקדימות של תתי-קבוצות אלו, לא בוצעו מבחנים סטטיסטיים פורמליים לעליונות בין תתי-קבוצות (למשל, הערכה האם תפקיד מקצועי אחד או רגע היגיינה מסוים הראו ביצועים טובים משמעותית מאחר ברמת סמך של 95%), ויש לפרש הבדלים אלו באופן תיאורי (איור 5B).
בדיקות רגישות וחוסן
בדיקות רגישות ורובסטיות מקיפות אישרו כי הממצאים הראשוניים והמשניים שלנו היו רובסטיים ביותר ולא נבעו מחודש המעבר של היישום הראשוני או מתנודות עונתיות של חודשי השנה. התוצאים המפורטים והמלאים של ניתוחי רגישות אלה מוצגים ב- קובץ משלים 2.
לסיכום, יישום חבילת המשילות להיגיינת ידיים המבוססת על PDCA הוביל לשיפורים מקיפים ועקביים בתחומים הקליניים והניהוליים שהוגדרו. ההתערבות הייתה קשורה לעלייה משמעותית ומתמשכת בשיעור ההיענות להיגיינת ידיים ברמת המחלקה, ובמקביל להפחתה בשיעורי הזיהומים הנרכשים בבית החולים. יתרה מכך, יתרונות התנהגותיים וקליניים אלו אוששו באופן אובייקטיבי על ידי עלייה בצריכת תכשירים לחיטוי ידיים על בסיס אלכוהול ושיפורים משמעותיים במדדי האיכות הכלליים של ניהול הסיעוד.
זמינות נתונים:
כל הנתונים הגולמיים התומכים במסקנות מחקר זה, כולל מערך הנתונים האנליטי החודשי ברמת המחלקה שעבר דה-אידנטיפיקציה מלאה, הופקדו במאגר ציבורי כדי להבטיח שקיפות מלאה ויכולת שחזור. מערך הנתונים המלא נגיש לציבור ב-Zenodo באמצעות מזהה האובייקט הדיגיטלי (DOI) או כתובת ה-URL הבאה: https://zenodo.org/records/21242367.
איור 1: תכנון המחקר וסבב העבודה של ממשל היגיינת ידיים מבוסס PDCA. (A) תכנון מבוקר של לפני ואחרי הכולל 16 מחלקות אשפומיות, עם 8 מחלקות בקבוצת ההתערבות ו-8 מחלקות בקבוצת הביקורת. יחידת הניתוח היא חודש-מחלקה (n = 192 תצפיות). (B) ציר זמן של המחקר המראה תקופה של 6 חודשים לפני ההתערבות ותקופה של 6 חודשים לאחר ההתערבות. (C) מרכיבי הליבה של חבילת ממשל היגיינת הידיים המבוססת על PDCA. (D) איסוף נתונים והערכת תוצאות חודשית. קיצורים: PDCA, Plan-Do-Check-Act; HAI, זיהום שנרכש בבית החולים; HH, היגיינת ידיים; ABHR, חיטוי ידיים על בסיס אלכוהול. אנא לחץ כאן כדי לצפות בגרסה גדולה יותר של איור זה.
איור 2: שיעור ההיענות החודשי להיגיינת ידיים לפי קבוצה. הגרף מציג את אחוזי ההיענות החודשיים הבלתי מתוקננים להיגיינת ידיים עבור קבוצת ההתערבות (כחול) וקבוצת הביקורת (כתום) לאורך תקופת המחקר בת 12 החודשים. הקו המקווקו האנכי מסמן את תחילת ההתערבות המבוססת על PDCA. יחידת הניתוח היא מחלקה-חודש. קיצורים: PDCA, Plan-Do-Check-Act. אנא לחצו כאן כדי לצפות בגרסה גדולה יותר של איור זה.
איור 3: שיעור זיהומים נרכשיים בבית החולים מדי חודש לפי קבוצה. הגרף מציג את שיעור הזיהומים הנרכשיים בבית החולים (HAI) החודשי שלא הותאם, לכל 1,000 ימי אשפוך, עבור קבוצת ההתערבות וקבוצת הביקורת. הקו המקווקו האנכי מציין את תחילת ההתערבות המבוססת על PDCA. יחידת הניתוח היא מחלקה-חודש. קיצורים: HAI, זיהום נרכש בבית החולים; PDCA, תכנן-בצע-בדוק-פעל (Plan-Do-Check-Act). אנא לחץ כאן כדי לצפות בגרסה גדולה יותר של איור זה.
איור 4: ציון איכות חודשי של ניהול סיעודי לפי קבוצה. הגרף מציג את הממוצע החודשי הלא-מתוקנן של ציוני איכות ניהול הסיעוד (סולם 0–100) עבור קבוצת ההתערבות וקבוצת הביקורת. הקו המקווקו האנכי מציין את תחילת ההתערבות המבוססת על PDCA. יחידת הניתוח היא מחלקה-חודש. קיצורים: PDCA, Plan-Do-Check-Act. אנא לחצו כאן כדי לצפות בגרסה גדולה יותר של איור זה.
איור 5: הישמעות להגיינת ידיים לפי תפקיד מקצועי ורגע הגיינת ידיים. (A) ניתוח תתי-קבוצות של הישמעות להגיינת ידיים לפי תפקיד מקצועי (אחיות, רופאים ועוזרי טיפול) במחלקות ההתערבות והביקורת במהלך תקופות טרום ומס-ההתערבות. (B) ניתוח תתי-קבוצות של הישמעות להגיינת ידיים לפי חמשת הרגעים של WHO בשתי הקבוצות. הנתונים מוצגים כאחוזי תיאור מצטברים; לא בוצעו בדיקות סטטיסטיות פורמליות לעליונות בין תתי-קבוצות חקר אלו. אנא לחצו כאן כדי לצפות בגרסה מורחבת של איור זה.
| מאפיין | מחלקות התערבות | מחלות ביקורת |
| מספר מחלקות | 8 | 8 |
| סך כל האשפוזים, n | 8,757 | 8,548 |
| ימי-מטופל, n | 57,005 | 56,811 |
| הזדמנויות היגיינת ידיים שנצפו, n | 65,293 | 65,136 |
| פעולות היגיינת ידיים שנצפו, n | 43,223 | 41,103 |
| שיעור הציות הבסיסי להיגיינת ידיים, % | 66.2 | 63.1 |
| מספרי מקרי זיהומים שנרכשו בבית החולים, n | 403 | 352 |
| שיעור HAI בנקודת הבסיס, ל-1,000 ימי אשפוז | 7.07 | 6.2 |
| מדד איכות ניהול סיעודי, ממוצע | 76.7 | 75.4 |
| ציון הידע בהיגיינת ידיים, ממוצע | 82.6 | 81.2 |
| צריכת תמיסות חיטוי ידיים על בסיס אלכוהול, ליטר/1,000 ימי אשפוז | 44.2 | 42.6 |
טבלה 1: מאפייני בסיס של מחלקות ההתערבות והביקורת במהלך תקופת טרום-ההתערבות. הערכים מסוכמים על פני תקופת טרום-ההתערבות שנמשכה 6 חודשים. HAI, זיהום נרכש בבית החולים.
| קבוצה | התערבות | התערבות | ביקורת | בקרה |
| תקופה | Pre | פוסט | Pre | פוסט |
| קבלות, n | 8,757 | 8,702 | 8,548 | 8,341 |
| ימי-מטופל, n | 57,005 | 55,404 | 56,811 | 53,220 |
| הזדמנויות HH, n | 65,293 | 60,731 | 65,136 | 61,016 |
| פעולות HH, n | 43,223 | 50,517 | 41,103 | 40,740 |
| ציות HH, % | 66.2 | 83.2 | 63.1 | 66.8 |
| מקרי HAI, n | 403 | 242 | 352 | 346 |
| שיעור HAI לכל 1,000 ימי אשפוז | 7.07 | 4.37 | 6.2 | 6.5 |
| ציון ניהול סיעודי, ממוצע | 76.7 | 86.8 | 75.4 | 78.1 |
| מדד ידע HH, ממוצע | 82.6 | 90.7 | 81.2 | 84.6 |
| צריכת ABHR, ליטר ל-1,000 ימי אשפוז | 44.2 | 50.3 | 42.6 | 44.2 |
טבלה 2: סיכום תוצאות לפני ואחרי לפי קבוצה. הערכים מסוכמים לפי מחלקה-חודש (16 מחלקות; 192 תצפיות של מחלקה-חודש). HH, היגיינת ידיים; HAI, זיהום נרכש בבית החולים; ABHR, חיטוי ידיים מבוסס אלכוהול.
| תוצאה | שיעור הציות להיגיינת ידיים, % | שיעור HAI ל-1,000 ימי אשפוז של חולים | מדד איכות ניהול סיעודי | צריכת ABHR, ליטר ל-1,000 ימי אשפוז של חולים |
| לפני ההתערבות | 66.2 | 7.07 | 76.7 | 44.2 |
| פוסט-התערבות | 83.2 | 4.37 | 86.8 | 50.3 |
| שינוי בתוך-קבוצתי בעקבות התערבות | 17 | −2.70 | 10.1 | 6.1 |
| בקרת קדם | 63.1 | 6.2 | 75.4 | 42.6 |
| נקודת בקרה | 66.8 | 6.5 | 78.1 | 44.2 |
| בקרת שינוי תוך-קבוצתי | 3.7 | 0.3 | 2.8 | 1.6 |
| DID לא מתוקנן | 13.3 נקודות אחוז | 3.01- לכל 1,000 ימי אשפוז של חולה | 7.3 נקודות | 4.5 ליטר ל-1,000 ימי אשפוז של חולה |
| מודל | מודל בינומי עם קיבץ ברמת המחוז | מודל ספירה עם היסט (offset) של log(ימי-חולה) | מודל ליניארי עם קיבץ ברמת המחוז (ward-level clustering) | מודל ליניארי עם קיבוץ ברמת המחוז |
| הערכת השפעה מתוקננת | OR של DID מותאם = 2.38 | IRR מתוקנן של DID = 0.60 | DID מתוקנן β = 7.37 נקודות | DID מותאם β = 4.50 ליטר ל-1,000 ימי חולה |
| רווח ברטחון של 95% | 2.19 עד 2.59 | 0.52 עד 0.69 | 6.45 עד 8.29 | 3.61 עד 5.39 |
| ערך P | <0.001 | <0.001 | <0.001 | <0.001 |
טבלה 3: אומדני הפרשים-בהפרשים עבור תוצאים ראשוניים ומשנייםDID, הפרשים בהפרשים; OR, יחס סיכויים; IRR, יחס שיעורי התחלואה; HAI, זיהום שנרכש בבית החולים; ABHR, חיטוי ידיים מבוסס אלכוהול. אומדן ה-DID מייצג את אפקט האינטראקציה בין הקבוצה לתקופה.
טבלה משלימה 1: הגדרות תפעוליות, ספי thresholds ונוסחאות חישוב עבור משתני המחקר. טבלה מקיפה זו מפרטת את ההגדרות הספציפיות, מקורות הנתונים, יחידות הניתוח ושיטות החישוב עבור כל המשתנים שנבדקו במחקר, כולל תוצאים ראשוניים ומשניים, מדדי תהליך וסיווגי תתי-קבוצות. בנוסף, היא מפרטת את הספים הכמותיים שהוגדרו מראש כדי להפעיל פעולות מתקנות ממוקדות במסגרת מחזורי הממשל של Plan-Do-Check-Act (PDCA), וכן את כללי ההחרגה שנקבעו מראש לאיכות הנתונים. קיצורים: HAI, זיהום שנרכש בבית החולים; ABHR, חיטוי ידיים על בסיס אלכוהול; PDCA, Plan-Do-Check-Act; OR, יחס סיכויים; IRR, יחס שיעור השכיחות. אנא לחץ כאן להורדת קובץ זה.
קובץ משלים 1: נהלים מפורטים לאיסוף נתונים, בקרת איכות וטיפול בנתונים חסרים. אנא לחצו כאן להורדת קובץ זה.
קובץ משלים 2: ניתוחי רגישות וחסינות. אנא לחצו כאן להורדת קובץ זה.
דיון
מחקר מבוקר זה, המודד מצב לפני ואחרי התערבות, מדגים כי חבילת ממשל להיגיינת ידיים המבוססת על PDCA משפרת באופן משמעותי את רמת הציות, מפחיתה את שיעורי הזיהומים הנרכשים בבית החולים (HAI) ומשפרת את איכות ניהול הסיעוד. בניגוד להתערבויות הנשענות אך ורק על חינוך כללי, הגישה שלנו מתרגמת אסטרטגיות מולטי-מודאליות למחזור ממשל בר repeatable ברמת המחלקה. ממצאינו עולים בקנה אחד עם ספרות בינלאומית המדגימה את היעילות הרחבה של תוכניות מולטי-מודאליות בהפחתת זיהומים קשורי בריאות7,17. עם זאת, בהשוואה להתערבויות מבוססות, מערכת הלולאה הסגורה הרציפה והמונחית-נתונים שלנו מסייעת לשימור הביצועים במקומות שבהם קמפיינים חד-פעמיים נכשלים לעיתים קרובות, וזאת למרות המאמץ המנהלי והמשאבים המתמשכים שתוכניות ניטור אינטנסיביות שכמותיות דורשות ברמה הגלובלית17.
החוזק המכני של מסגרת ה-PDCA טמון באופיה האיטרטיבי—שילוב של ניתוח פערים בסיסי, תצפית ישירה, משוב ופעולות תיקון ממוקדות11. על ידי קישור תוצאות התנהגותיות לשיעורי HAI (זיהומים נרכשים בבית חולים) ולציוני איכות סיעודית, אנו מדגימים כי ניהול היגיינת ידיים יעיל ביותר כאשר הוא נתפס כפרקטיקה מוסדית ולא כהתנהגות אינדיבידואלית מבודדת. ביקורת ומשוב ממוקדים יכולים לשפר בהצלחה את הפרקטיקה כאשר הם ספציפיים, בזמן נכון וקשורים לספי סף מוגדרים מראש לפעולות תיקון18. יתרה מכך, בעוד ששיפור בהיגיינת הידיים קשור באופן כללי להפחתת הסיכון לזיהומים, עוצמת ההשפעה משתנה8, דבר המדגיש מדוע התהליך במעגל סגור שלנו מטפל באופן שיטתי בחסמים סביבתיים ובמחסומי זרימת עבודה, במקום להסתמך על תזכורות פסיביות בלבד.
להשלכות המעשיות של ממצאינו יש השפעה על הצורך בחיזוק המותאם אישית ותלוי-תפקיד. ניתוח תתי-הקבוצות שלנו חשף הבדלים עקביים במידת ההיענות בקרב רופאים, אחיות ועוזרי טיפול, בדומה לספרות בינלאומית רחבה המדגישה כיצד סוציאליזציה מקצועית ומגבלות זרימת העבודה משפיעות באופן עמוק על ההיענות הספציפית לתפקיד. דבר זה מאשר כי בעוד שחزمة (bundle) סטנדרטית מעלה את ביצועי הבסיס הכלליים, הבדלים מושרשים בתפקידים מקצועיים דורשים משוב מפורט וספציפי19. יתרה מכך, השיפורים המשמעותיים ברגעים שהיו חלשים יותר בבסיס, כגון לפני מגע עם המטופל, מרמזים כי ממשל ממוקד יכול לטפל בהצלחה בנקודות סיכון קליניות ספציפיות.
על אף חסונם של תוצאותינו, מספר מגבלות ראויות להתייחסות. ראשית, ציות להיגיינת ידיים שנמדד באמצעות תצפית ישירה נושא סיכון מובנה לאפקט הות'ורן (Hawthorne effect), שבו הציות הנצפה עשוי לעלות באופן מלאכותי במהלך הניטור12. שנית, גורמים ומחסומים ברמת המחלקה שלא נמדדו בתוכניות של ביקורת ומשוב, כגון עומס זרימת העבודה ועייפות ממשוב, נותרים רלוונטיים בעת פירוש הקיימות20. לבסוף, את הירידה בשיעורי זיהומים נרכשבים בבית החולים (HAI) יש לפרש בזהירות, שכן זיהומים הם רב-גורמיים וציות גבוה מאוד להיגיינת ידיים עשוי שלא להוביל תמיד להפחתות פרופורציונליות מתמשכות בשיעורי הזיהומים21. עם זאת, לסיכום, מחקר זה מספק מודל מעשי ובר-קיימא להטמעת היגיינת ידיים בניהול השגרתי של המחלקה. מחקרים עתידיים צריכים להשתמש בתכנונים רב-מרכזיים ובשיטות ניטור משלימות כדי לתקף עוד יותר את הקיימות של מחזור זה, המונהג על בסיס נתונים.
גילויים
למחברים אין ניגודי עניינים להצהיר עליהם.
תודות
ברצוננו להביע את תודתנו הכנה לצוותים המנהליים והקליניים בבתי החולים Guangzhou Panyu District Eighth People's Hospital, Guangzhou Panyu Shiqiao Hospital ו-Guangzhou Panyu District Third People's Hospital על תמיכתם וסינרגייתם רב-הערך במהלך מחקר זה. תודה מיוחדת מופנית למנהלי המחלקות ואנשי המקצוע לבקרת זיהומים אשר סייעו ביישום חבילת הממשל מסוג Plan-Do-Check-Act (PDCA) ובאיסוף הנתונים החודשי במחלקות האשפוז המשתתפות. מסירותם לשיפור בטיחות המטופלים ואיכות השירות הרפואי אפשרה את ביצוע המחקר. מחקר זה לא קיבל מענק ספציפי מכל סוכנות מימון במגזר הציבורי, המסחרי או ללא מטרות רווח.
חומרים
| שם | חברה | מספר קטלוג | הערות |
|---|---|---|---|
| תכשיר לחיטוי ידיים על בסיס אלכוהול (ABHR) | 3M Company, סנט פול, מינסוטה, ארה"ב | לא רלוונטי | שימש את עובדי הבריאות לפעולות היגיינת ידיים במהלך תקופת המחקר. |
| רישומי צריכה של תמיסות לחיטוי ידיים על בסיס אלכוהול | רישומי אספקה למחלקה / מערכת לוגיסטיקה בית-חוליםית | לא זמין | משמש לחישוב צריכת תמיסות חיטוי ידיים על בסיס אלכוהול, בסטנדרטיזציה לפי ימי אשפוז של חולים. |
| GraphPad Prism | GraphPad Software, סן דייגו, קליפורניה, ארה"ב | גרסה 9.0 | משמש להכנת איורים ולבדיקת הפלטים הגרפיים אל מול התוצאות הסטטיסטיות הסופיות. |
| מבחן ידע על היגיינת ידיים | צוות המחקר / אחיות לבקרת זיהומים | לא רלוונטי | מבנה 0–100 מבחנים; משמש להערכת עובדי מערכת הבריאות’ ידע על התוויות להיגיינת ידיים, נהלי עבודה, שימוש בכפפות ונקודות סיכון לבקרת זיהומים. |
| רישומי מעקב לבקרת זיהומים בבית החולים | המחלקה לבקרת זיהומים בבית החולים | לא רלוונטי | משמש לזיהוי מקרי זיהומים נרכשים בבית החולים על בסיס חודשי ולאימות אירועי זיהום באמצעות נתונים קליניים, מיקרוביולוגיים, נתוני תרופות, טמפרטורה, דימות ויומני מחלקה. |
| IBM SPSS Statistics | IBM Corp., Armonk, NY, USA | גרסה 27.0 | משמש לסטטיסטיקה תיאורית ולטבלאות השוואה של קו בסיס. |
| טופס הערכת איכות של ניהול סיעודי | המחלקה לניהול סיעוד בבית החולים | לא רלוונטי | מובנה 0–טופס ניקוד של 100; משמש להערכה חודשית של משילות היגיינת ידיים, תיעוד בקרת זיהומים, ציוד, הכשרת צוות, משוב ביקורת, ניהול סביבתי ויישום פעולות מתקנות. |
| טופס פעולה מתקנת PDCA | צוות המחקר / מחלקת בקרת זיהומים | לא רלוונטי | טופס תצפית מחלקה-חודש; משמש לרישום קוד מחלקה, חודש, תפקיד מקצועי, רגע היגיינת ידיים, הזדמנויות להיגיינת ידיים ופעולות היגיינת ידיים שבוצעו. |
| חבילות R: stats, MASS, sandwich, lmtest | R Foundation / CRAN | גרסאות תואמות ל-R 4.3.2 | משמש לדגמון רגרסיה, מודלים של ספירה, שגיאות תקן רובסטיות והסקה סטטיסטית. |
| תוכנת R | R Foundation for Statistical Computing, וינה, אוסטריה | גרסה 4.3.2 | משמש למודלים של הפרש-ההפרשים (difference-in-differences), מודלי פואסון/בינומי שלילי, שגיאות סטנדרט מקובצות (clustered standard errors), ניתוחי תתי-קבוצות וניתוחי רגישות. |
| טופס תצפית סטנדרטי להיגיינת ידיים | צוות המחקר / מחלקת בקרת זיהומים | מכיוון שלא סופק טקסט מקור לתרגום, אנא הזן את התוכן באנגליתC שברצונך לתרגם לעברית. | טופס תצפית חודשית למחלקה; משמש לרישום קוד המחלקה, החודש, תפקיד מקצועי, רגע היגיינת הידיים, הזדמנויות להיגיינת ידיים ופעולות היגיינת ידיים שבוצעו. |
| רשומות מנהליות של המחלקה | מערכת ניהול בית חולים | לא רלוונטי | משמש לקבלת נתוני אשפזים, ימי אשפוז ומדדי עומס במחלקות לצורך חישוב המכנה והשוואה לבסיס. |
מקורות
- WHO guidelines on hand hygiene in health care: First global patient safety challenge clean care is safer care. World Health Organization, 2009.
- Allegranzi, B. Burden of endemic health-care-associated infection in developing countries: A systematic review and meta-analysis. Lancet. 2011;377(9761):228-241.
- Magill, S. S. Multistate point-prevalence survey of health care-associated infections. N. Engl. J. Med. 2014;370(13):1198-1208.
- Sax, H. "My five moments for hand hygiene": A user-centred design approach to understand, train, monitor and report hand hygiene. J. Hosp. Infect. 2007;67(1):9-21.
- Pittet, D. Effectiveness of a hospital-wide programme to improve compliance with hand hygiene. Lancet. 2000;356(9238):1307-1312.
- Who. A guide to the implementation of the WHO multimodal hand hygiene improvement strategy. World Health Organization. 2009; https://www.who.int/publications/i/item/a-guide-to-the-implementation-of-the-who-multimodal-hand-hygiene-improvement-strategy.
- Allegranzi, B. Global implementation of WHO's multimodal strategy for improvement of hand hygiene: A quasi-experimental study. Lancet Infect. Dis. 2013;13(10):843-851.
- Mouajou, V., Adams, K., DeLisle, G., Quach, C. Hand hygiene compliance in the prevention of hospital-acquired infections: A systematic review. J. Hosp. Infect. 2022;119:33-48.
- Gould, D. J., Moralejo, D., Drey, N., Chudleigh, J. H., Taljaard, M. Interventions to improve hand hygiene compliance in patient care. Cochrane Database Syst. Rev. 2017;9(9):CD005186.
- Huis, A. A systematic review of hand hygiene improvement strategies: A behavioural approach. Implement. Sci. 2012;7:92.
- Sua, Y. P., Wang, Y., Liu, X. Application of PDCA in improving hand hygiene compliance and nosocomial infection quality in orthopedics. Front. Nurs. 2024;11(3):376-382.
- Srigley, J. A., Furness, C. D., Baker, G. R., Gardam, M. Quantification of the hawthorne effect in hand hygiene compliance monitoring using an electronic monitoring system: A retrospective cohort study. BMJ Qual. Saf. 2014;23(12):974-980.
- Ogrinc, G. Squire 2.0: Revised publication guidelines from a detailed consensus process. BMJ Qual. Saf. 2016;25(12):986-992.
- von Elm, E. The strengthening the reporting of observational studies in epidemiology (strobe) statement: Guidelines for reporting observational studies. Lancet. 2007;370 (9596):1453-1457.
- CDC. National healthcare safety network patient safety component manual. Centers for Disease Control and Prevention. 2026; https://www.cdc.gov/nhsn/pdfs/pscmanual/pscmanual_current.pdf.
- The R Core Team. R: A language and environment for statistical computing. R Foundation for Statistical Computing. 2026; https://cran.r-project.org/doc/manuals/r-release/fullrefman.pdf.
- Clancy C, Delungahawatta T, Dunne C P. Hand hygiene-related clinical trials reported between 2014 and 2020: A comprehensive systematic review. Journal of Hospital Infection. 2021;111:6-26.
- Smiddy, M. P. Efficacy of observational hand hygiene audit with targeted feedback on doctors' hand hygiene compliance. J. Hosp. Infect. 2019;102(3):e89-e94.
- Bredin, D., O’Doherty, D., Hannigan, A., Kingston, L. Hand hygiene compliance by direct observation in physicians and nurses: A systematic review and meta-analysis. J. Hosp. Infect. 2022;130:20-33.
- Livorsi, D. J. Evaluation of barriers to audit-and-feedback programs that used direct observation of hand hygiene compliance: A qualitative study. JAMA Netw. Open. 2018;1 (6):e183344.
- Marra, A. R. Edmond, M. B. New technologies to monitor healthcare worker hand hygiene. Clin. Microbiol. Infect. 2014;20(1):29-33.