Análisis individuales de controles de salud e ingresos hospitalarios

En la Tabla 37 se resume una comparación de adultos con DH con (n = 7487) y sin (n = 6922) controles de salud. Aunque los dos grupos tenían una distribución de género similar (58% hombres), los adultos con DH con controles de salud eran notablemente mayores (edad media de 42,6 vs.39,0 años). Más de uno de cada cuatro adultos con identificación con un chequeo de salud se clasificó como con necesidades de salud graves (27,2%) o viviendo en un establecimiento comunal (25,6%). Estas proporciones fueron mucho más altas que las registradas en las personas sin controles de salud (12,9% y 11,7%, respectivamente). El tiempo medio de seguimiento fue similar en ambos grupos .

Las tasas de ingreso hospitalario (todas de emergencia, ACSC de emergencia y electivas) antes y después del chequeo se resumen en la Tabla 38. Se muestran cuatro grupos: adultos con identificación con y sin controles de salud (usando su fecha de índice aleatoria) y los controles coincidentes para cada uno de estos dos grupos. Se utilizaron modelos condicionales de Poisson para estimar la TIR para el período y los efectos de interacción (véase el capítulo 2, Análisis estadístico). Este modelo se ajustó por primera vez a adultos con identificación con un chequeo médico y sus controles por separado, estimando el cambio individual en la tasa de admisión hospitalaria después en comparación con antes del chequeo médico (o fecha de índice). A continuación, un modelo combinado de adultos con identificación y controles con interacción caso–período proporcionó una estimación del efecto de los controles de salud (o fechas de índice) en las tasas de admisión entre adultos con identificación, ajustada para cualquier tendencia temporal en las admisiones. El proceso se repitió utilizando a los adultos con identificación sin controles de salud y sus controles.

Para los 7487 adultos con chequeo de salud, todas las admisiones de emergencia aumentaron un 22% desde 145,7 a 173,2 anuales por 1.000 personas (TIR 1,22, IC del 95%: 1,11 a 1,34). Por el contrario, en sus 46.408 controles emparejados, la tasa de todas las admisiones de emergencia aumentó un 27%, de 58,6 a 70,1 (TIR 1,27, IC del 95%: 1,20 a 1,34). Por lo tanto, en el modelo combinado de Poisson, se estima que la interacción para el impacto de los controles de salud en adultos con DH es < 1 (TIR 0,96, IC del 95% 0,87 a 1,07). Los adultos con identificación sin controles de salud tuvieron tasas de admisión general más altas para la admisión de emergencia (por ejemplo, 186.0 vs.145.7 anuales por cada 1000 personas antes de la fecha del índice) y un ligero aumento posterior en la tasa de admisión después de la fecha del índice en relación con sus controles (TIR 1,05, IC del 95% 0,94 a 1,17).

Aunque los ingresos de emergencia por CCPA en adultos con DH con controles de salud también mostraron un aumento después de los controles de salud (52,4 a 59,3 por cada 1.000 personas al año), este cambio fue menor que el observado en el grupo de control (11 vs.35%). El modelo combinado de Poisson produjo una interacción estadísticamente significativa (TIR 0,82, IC 95% 0,69 a 0.99), que representa el cambio en la tasa de admisión después del chequeo en comparación con los controles. Este efecto y tendencia de interacción no se replicó en adultos con DH sin un chequeo médico (TIR 1,11; IC del 95%: 0,92 a 1,36).

Para los ingresos hospitalarios electivos, la estimación del chequeo posterior fue similar entre adultos con DH con chequeos y controles de salud (TIR 0,96, IC del 95% 0,87 a 1,06). Hubo cierta evidencia de que las admisiones electivas entre adultos con DH sin chequeo médico habían mostrado un cambio reducido en comparación con sus controles (TIR 0,90, IC del 95% 0,81 a 1.00) después de la fecha de índice asignada.

Realizamos análisis de sensibilidad utilizando un enfoque de modelado estadístico diferente que comparaba directamente el cambio en las admisiones entre adultos con identificación con controles de salud y aquellos sin controles de salud (ver Capítulo 2, Análisis estadístico). Los modelos representaron diferencias subyacentes entre los dos inigualable grupos de ajustar por edad, sexo y comorbilidad. Los modelos de Poisson y binomio negativo produjeron hallazgos similares a nuestro enfoque anterior. Por ejemplo, para los modelos binomiales negativos, las RRP de interacción fueron todas las admisiones de emergencia (RRP 1,04, IC del 95%: 0,90 a 1,19), las CCCA de emergencia (RRP 0,80, IC del 95%: 0,66 a 0,99) y las admisiones electivas (RRP 1,03, IC del 95%: 0,90 a 1,17).

La Tabla 39 resume la estimación del impacto de los controles de salud en los ingresos hospitalarios de emergencia, estratificada por características individuales para adultos con DH con y adultos con DH sin controles de salud. Estas son las RRP de interacción caso–período de los modelos condicionales de Poisson ajustados a cada grupo por separado. Se observó un aumento significativo de las admisiones en adultos con síndrome de Down con controles de salud en comparación con sus controles de población (TIR 1,55; IC del 95%: 1,15 a 2,08). Sin embargo, este aumento se replicó en adultos con síndrome de Down sin controles de salud (TIR 1,55) en comparación con sus controles, lo que sugiere una tendencia específica para adultos con síndrome de Down. Por el contrario, aunque los controles de salud se asociaron con un cambio menor en las admisiones de emergencia entre adultos con DH con necesidades de salud graves en comparación con sus controles (TIR 0,80, IC del 95% 0,67 a 0.95), esta tendencia no se replicó en adultos con DH sin controles de salud con necesidades de salud graves en comparación con sus controles (TIR 1,07; IC del 95%: 0,85 a 1,35). Un análisis adicional de adultos con DH con necesidades de salud graves que recibieron controles de salud también sugirió una disminución en sus ingresos de emergencia por CCCA en comparación con los controles (TIR 0,76; IC del 95%: 0,56 a 1,01).