az egészségügyi ellenőrzések és kórházi felvételek egyedi elemzése

az ID-vel (n = 7487) és anélkül (n = 6922) végzett egészségügyi ellenőrzések összehasonlítását a 37.táblázat foglalja össze. Bár a két csoport nemi megoszlása hasonló volt (a férfiak 58% – a), az egészségügyi ellenőrzéssel rendelkező ID-vel rendelkező felnőttek jelentősen idősebbek voltak (átlagéletkor 42,6 vs.39,0 év). Az egészségügyi ellenőrzéssel rendelkező ID-vel rendelkező felnőttek több mint egynegyedét súlyos egészségügyi szükségleteknek (27,2%) vagy kommunális létesítményben élőnek (25,6%) minősítették. Ezek az arányok jóval magasabbak voltak, mint az egészségügyi ellenőrzés nélküliek (12,9%, illetve 11,7%). Az átlagos követési idő mindkét csoportban hasonló volt .

a kórházi felvételi arányokat (az összes sürgősségi, sürgősségi ACSC-t és választható) az állapotfelmérés előtt és után a 38. táblázat foglalja össze. Négy csoport jelenik meg: felnőttek, akiknek azonosítója van egészségügyi ellenőrzéssel vagy anélkül (véletlenszerű indexdátumuk felhasználásával), valamint az egyeztetett kontrollok e két csoport mindegyikéhez. Feltételes Poisson-modelleket használtunk a periódusos és interakciós hatások IRR-jének becslésére (lásd a 2.fejezetet, statisztikai elemzés). Ezt a modellt először ID-vel rendelkező felnőttekre szerelték fel állapotfelméréssel és azok kontrolljaival külön-külön, megbecsülve a kórházi felvételi arány egyéni változását az állapotfelmérés (vagy az index dátuma) előtti állapotfelméréshez képest. Az ID–vel rendelkező felnőttek és az eset-időszak interakcióval rendelkező kontrollok kombinált modellje ezután becslést adott az egészségügyi ellenőrzések (vagy index dátumok) hatásáról az ID-vel rendelkező felnőttek felvételi arányára, a felvételi időbeli tendenciákhoz igazítva. A folyamatot ezután megismételték az ID-vel rendelkező felnőttek használatával, egészségügyi ellenőrzések és ellenőrzésük nélkül.

a 7487 állapotfelméréssel rendelkező felnőtt esetében az összes sürgősségi felvétel 22% – kal nőtt a 145,7-173,2 évente 1000 főre (IRR 1,22, 95% CI 1,11-1,34). Ezzel szemben 46 408 egyeztetett kontrolljukban az összes sürgősségi felvétel aránya 27% – kal, 58,6-ról 70,1-re nőtt (IRR 1,27, 95% CI 1,20-1,34). Ezért a kombinált Poisson modellben az egészségügyi ellenőrzések ID-vel rendelkező felnőttekre gyakorolt hatásának kölcsönhatása a becslések szerint < 1 (IRR 0,96, 95% CI 0,87-1,07). Az egészségügyi ellenőrzés nélküli személyi igazolvánnyal rendelkező felnőtteknél magasabb volt a sürgősségi felvétel általános felvételi aránya (pl. 186,0 vs.145.7 éves per 1000 fő előtti index dátum), és egy enyhe későbbi növekedése felvételi arány utáni index dátum képest a kontrollok (IRR 1,05, 95% CI 0,94-1,17).

bár az ACSC-k sürgősségi felvétele az egészségügyi ellenőrzéssel rendelkező ID-vel rendelkező felnőttek körében szintén növekedést mutatott az egészségügyi ellenőrzés után (52,4-59,3 / 1000 fő / év), ez a változás kisebb volt, mint a kontroll csoportban (11% vs.35%). A kombinált Poisson modell statisztikailag szignifikáns kölcsönhatást eredményezett (IRR 0,82, 95% CI 0,69-0.99), amely a felvételi arány változását jelenti az állapotfelmérés után a kontrollokhoz képest. Ez az interakciós hatás és tendencia nem replikálódott állapotfelmérés nélküli ID-ben szenvedő felnőtteknél (IRR 1,11, 95% CI 0,92-1,36).

az elektív kórházi felvételeknél a becsült állapotfelmérés hasonló volt az ID-vel rendelkező felnőttek körében egészségügyi ellenőrzésekkel és kontrollokkal (IRR 0,96, 95% CI 0,87-1,06). Volt némi bizonyíték arra, hogy az egészségügyi ellenőrzés nélküli ID-vel rendelkező felnőttek választható felvétele csökkent változást mutatott a kontrollokhoz képest (IRR 0,90, 95% CI 0,81-1.00) a hozzárendelt index dátum után.

érzékenységi elemzéseket végeztünk egy másik statisztikai modellezési megközelítés alkalmazásával, amely közvetlenül összehasonlította a felvételi változásokat az ID-vel rendelkező felnőttek és az egészségügyi ellenőrzések nélküliek között (lásd a 2.fejezetet, statisztikai elemzés). A modellek figyelembe vették a két páratlan csoport közötti alapvető különbségeket az életkor, a nem és a komorbiditás függvényében. A Poisson és a negatív binomiális modellek hasonló eredményeket hoztak, mint a korábbi megközelítésünk. Például a negatív binomiális modellek esetében az interakciós IRR-ek mind sürgősségi felvételi (IRR 1,04, 95% CI 0,90-1,19), sürgősségi ACSCs (IRR 0,80, 95% CI 0,66-0,99) és választható felvételi (IRR 1,03, 95% CI 0,90-1,17) voltak.

a 39. táblázat összefoglalja az egészségügyi ellenőrzések sürgősségi kórházi felvételekre gyakorolt hatásának becslését, egyéni jellemzők szerint rétegezve mind az ID-vel rendelkező, mind az egészségügyi ellenőrzés nélküli ID-vel rendelkező felnőttek esetében. Ezek az eset-periódus interakciós IRR-k a feltételes Poisson-modellekből, amelyek külön-külön vannak felszerelve az egyes csoportokhoz. A felvétel szignifikáns növekedését figyelték meg a Down-szindrómás felnőttek körében az egészségügyi ellenőrzésekkel összehasonlítva a populációs kontrollokkal (IRR 1,55, 95% CI 1,15-2,08). Ez a növekedés azonban megismétlődött a Down-szindrómás felnőttek körében egészségügyi ellenőrzések nélkül (IRR 1,55) a kontrollokhoz képest, ami a Down-szindrómás felnőttekre jellemző tendenciára utal. Ezzel szemben, bár az egészségügyi ellenőrzések a sürgősségi felvétel kisebb változásával jártak a súlyos egészségügyi igényű ID-vel rendelkező felnőttek körében a kontrollokhoz képest (IRR 0,80, 95% CI 0,67-0.95), ez a tendencia nem replikálódott az ID-ben szenvedő felnőtteknél, súlyos egészségügyi ellenőrzések nélkül, a kontrollokhoz képest (IRR 1,07, 95% CI 0,85-1,35). Az egészségügyi ellenőrzésben részesülő súlyos egészségügyi igényű ID-vel rendelkező felnőttek további elemzése szintén az ACSC-k sürgősségi felvételének csökkenését javasolta a kontrollokhoz képest (IRR 0,76, 95% CI 0,56-1,01).