Analyses individuelles des bilans de santé et des admissions à l’hôpital

Une comparaison des adultes avec ID avec (n= 7487) et sans (n=6922) bilans de santé est résumée dans le tableau 37. Bien que les deux groupes aient une répartition par sexe similaire (58% d’hommes), les adultes présentant une carte d’identité avec bilan de santé étaient nettement plus âgés (âge moyen 42,6 contre 39,0 ans). Plus d’un adulte sur quatre ayant une carte d’identité avec un bilan de santé a été classé comme ayant des besoins de santé graves (27,2%) ou vivant dans un établissement communal (25,6%). Ces proportions étaient beaucoup plus élevées que celles enregistrées chez les personnes sans bilan de santé (12,9% et 11,7 %, respectivement). Le temps moyen de suivi était similaire dans les deux groupes.

Les taux d’admission à l’hôpital (tous les ACSC d’urgence, d’urgence et électifs) avant et après le bilan de santé sont résumés dans le tableau 38. Quatre groupes sont présentés: les adultes avec ID avec et sans bilan de santé (en utilisant leur date d’index aléatoire) et les contrôles appariés pour chacun de ces deux groupes. Des modèles de poisson conditionnels ont été utilisés pour estimer le TRI pour les effets de période et d’interaction (voir le chapitre 2, Analyse statistique). Ce modèle a d’abord été adapté aux adultes ayant une carte d’identité avec un bilan de santé et leurs témoins séparément, en estimant la variation individuelle du taux d’admission à l’hôpital après par rapport à avant le bilan de santé (ou la date de l’indice). Un modèle combiné d’adultes avec ID et de témoins avec une interaction cas-période a ensuite fourni une estimation de l’effet des bilans de santé (ou des dates d’index) sur les taux d’admission chez les adultes avec ID, ajusté pour toutes les tendances temporelles des admissions. Le processus a ensuite été répété en utilisant les adultes avec une carte d’identité sans contrôles de santé et leurs contrôles.

Pour les 7487 adultes avec un bilan de santé, toutes les admissions aux urgences ont augmenté de 22% par rapport à 145,7 à 173,2 par an pour 1 000 personnes (TRI 1,22, IC à 95% 1,11 à 1,34). En revanche, dans leurs 46 408 contrôles appariés, le taux de toutes les admissions d’urgence a augmenté de 27%, passant de 58,6 à 70,1 (TRI 1,27, IC à 95% de 1,20 à 1,34). Par conséquent, dans le modèle de Poisson combiné, l’interaction pour l’impact des contrôles de santé sur les adultes avec ID est estimée à < 1 (TRI 0,96, IC à 95% de 0,87 à 1,07). Les adultes avec carte d’identité sans contrôle de santé avaient des taux d’admission globaux plus élevés pour l’admission d’urgence (par exemple 186,0 contre 145.7 par an pour 1000 personnes avant la date d’indice) et une légère augmentation subséquente du taux d’admission après la date d’indice par rapport à leurs témoins (TRI 1,05, IC à 95% de 0,94 à 1,17).

Bien que les admissions d’urgence pour les CSCA chez les adultes ayant une carte d’identité avec bilan de santé aient également montré une augmentation après le bilan de santé (52,4 à 59,3 pour 1000 personnes par an), ce changement était plus faible que celui observé dans le groupe témoin (11% contre 35%). Le modèle de Poisson combiné a produit une interaction statistiquement significative (TRI 0,82, IC à 95% de 0,69 à 0.99), qui représente la variation du taux d’admission après le bilan de santé par rapport aux contrôles. Cet effet d’interaction et cette tendance n’ont pas été reproduits chez les adultes présentant une ID sans bilan de santé (TRI 1,11, IC à 95% de 0,92 à 1,36).

Pour les admissions à l’hôpital électives, l’estimation du bilan de santé postérieur était similaire chez les adultes présentant une carte d’identité avec des bilans de santé et des contrôles (TRI 0,96, IC à 95% de 0,87 à 1,06). Il y avait des preuves que les admissions facultatives chez les adultes avec carte d’identité sans bilan de santé avaient montré un changement réduit par rapport à leurs témoins (TRI 0,90, IC à 95% 0,81 à 1.00) après la date d’index attribuée.

Nous avons réalisé des analyses de sensibilité à l’aide d’une approche de modélisation statistique différente qui comparait directement l’évolution des admissions entre les adultes ayant une carte d’identité avec bilan de santé et ceux n’ayant pas de bilan de santé (voir Chapitre 2, Analyse statistique). Les modèles ont pris en compte les différences sous-jacentes entre les deux groupes inégalés en ajustant l’âge, le sexe et la comorbidité. Les modèles binomiaux de Poisson et négatif ont produit des résultats similaires à notre approche précédente. Par exemple, pour les modèles binomiaux négatifs, les IR d’interaction étaient toutes les admissions d’urgence (IRR 1,04, IC à 95 % de 0,90 à 1,19), les ACSC d’urgence (IRR 0,80, IC à 95 % de 0,66 à 0,99) et les admissions électives (IRR 1,03, IC à 95 % de 0,90 à 1,17).

Le tableau 39 résume l’estimation de l’impact des contrôles de santé sur les hospitalisations d’urgence, stratifiée par caractéristiques individuelles pour les adultes avec carte d’identité et les adultes avec carte d’identité sans contrôle de santé. Ce sont les IRR d’interaction cas-période des modèles de Poisson conditionnels ajustés à chaque groupe séparément. Une augmentation significative des admissions a été observée chez les adultes atteints du syndrome de Down avec des bilans de santé par rapport à leurs contrôles de population (TRI 1,55, IC à 95% de 1,15 à 2,08). Cependant, cette augmentation a été reproduite chez les adultes atteints du syndrome de Down sans bilan de santé (TRI 1,55) par rapport à leurs témoins, suggérant une tendance spécifique aux adultes atteints du syndrome de Down. En revanche, bien que les contrôles de santé aient été associés à un plus petit changement dans les admissions en urgence chez les adultes ayant des problèmes de santé graves par rapport à leurs témoins (TRI 0,80, IC à 95% de 0,67 à 0.95), cette tendance n’a pas été reproduite chez les adultes présentant une ID sans bilan de santé ayant de graves besoins de santé par rapport à leurs témoins (TRI 1,07, IC à 95% de 0,85 à 1,35). Une analyse plus poussée des adultes présentant une carte d’identité ayant des besoins de santé graves recevant des bilans de santé a également suggéré une diminution de leurs admissions d’urgence pour les CSCA par rapport aux témoins (TRI 0,76, IC à 95% de 0,56 à 1,01).