analize individuale ale controalelor de sănătate și internărilor în spitale

o comparație a adulților cu ID cu (n = 7487) și fără (n = 6922) controale de sănătate este rezumată în tabelul 37. Deși cele două grupuri au avut o distribuție similară de gen (58% bărbați), adulții cu ID cu controale de sănătate au fost în special mai în vârstă (vârsta medie 42,6 față de 39,0 ani). Mai mult de unul din patru adulți cu ID cu un control de sănătate au fost clasificați ca având nevoi grave de sănătate (27,2%) sau care locuiesc într-o unitate comunală (25,6%). Aceste proporții au fost mult mai mari decât cele înregistrate la cei fără controale de sănătate (12,9% și, respectiv, 11,7%). Timpul mediu de urmărire a fost similar în ambele grupuri .

ratele de internare în spital (toate cazurile de urgență, ACSC de urgență și opționale) înainte și după verificarea de sănătate sunt rezumate în tabelul 38. Sunt afișate patru grupuri: adulți cu ID cu și fără controale de sănătate (folosind data indexului aleatoriu) și controalele potrivite pentru fiecare dintre aceste două grupuri. Modelele condiționale Poisson au fost utilizate pentru a estima RIR pentru perioada și efectele interacțiunii (vezi capitolul 2, analiza statistică). Acest model a fost montat pentru prima dată adulților cu ID cu un control de sănătate și controalele lor separat, estimând modificarea individuală a ratei de admitere în spital după comparație cu înainte de verificarea sănătății (sau data indexului). Un model combinat de adulți cu ID și controale cu o interacțiune caz–perioadă a furnizat apoi o estimare a efectului controalelor de sănătate (sau a datelor indexului) asupra ratelor de admitere în rândul adulților cu ID, ajustate pentru orice tendințe temporale de admitere. Procesul a fost apoi repetat folosind adulții cu ID fără controale de sănătate și controalele acestora.

pentru cei 7487 de adulți cu un control de sănătate, toate 145,7-173,2 anual la 1000 de persoane (IRR 1,22, IÎ 95% 1,11-1,34). În schimb, în cele 46.408 controale potrivite, rata pentru toate admiterile de urgență a crescut cu 27%, de la 58,6 la 70,1 (IRR 1,27, 95% CI 1,20 la 1,34). Prin urmare, în modelul combinat Poisson, interacțiunea pentru impactul controalelor de sănătate asupra adulților cu ID este estimată a fi < 1 (IRR 0,96, IÎ 95% 0,87 până la 1,07). Adulții cu ID fără controale de sănătate au avut rate generale de admitere mai mari pentru admiterea de urgență (de exemplu, 186,0 vs.145.7 anual la 1000 de persoane înainte de data indicelui) și o ușoară creștere ulterioară a ratei de admitere după data indicelui în raport cu controalele lor (IRR 1,05, 95% CI 0,94 până la 1,17).

deși internările de urgență pentru ACSCs în rândul adulților cu ID cu controale de sănătate au arătat, de asemenea, o creștere post-control de sănătate (52,4 până la 59,3 la 1000 de persoane pe an), această modificare a fost mai mică decât cea observată în grupul de control (11% față de 35%). Modelul combinat Poisson a produs o interacțiune semnificativă statistic (IRR 0,82, IÎ 95% 0,69 până la 0.99), care reprezintă modificarea ratei de admitere după verificarea stării de sănătate în comparație cu controalele. Acest efect și tendință de interacțiune nu au fost reproduse la adulții cu ID fără un control de sănătate (IRR 1, 11, IÎ 95% 0, 92 până la 1, 36).

pentru internările elective în spital, bilanțul post-sănătate estimat a fost similar la adulții cu ID cu controale de sănătate și controale (IRR 0, 96, IÎ 95% 0, 87 până la 1, 06). Au existat unele dovezi că admiterile elective în rândul adulților cu ID fără control de sănătate au arătat o modificare redusă în comparație cu controalele lor (IRR 0,90, IÎ 95% 0,81 la 1.00) după data indexului atribuit.

am efectuat analize de sensibilitate folosind o abordare diferită de modelare statistică care a comparat direct modificarea admiterilor între adulții cu ID cu controalele de sănătate și cei fără controale de sănătate (vezi capitolul 2, analiza statistică). Modelele au reprezentat diferențele care stau la baza celor două grupuri de neegalat prin ajustarea în funcție de vârstă, sex și comorbiditate. Poisson și modelele binomiale negative au produs descoperiri similare cu abordarea noastră anterioară. De exemplu, pentru modelele binomiale negative, RIR de interacțiune au fost toate admiterile de urgență (RIR 1,04, IÎ 95% 0,90 până la 1,19), Cesc de urgență (RIR 0,80, IÎ 95% 0,66 până la 0,99) și admiterile elective (RIR 1,03, IÎ 95% 0,90 până la 1,17).

tabelul 39 rezumă estimarea impactului controalelor de sănătate asupra internărilor în spitale de urgență, stratificată pe caracteristici individuale atât pentru adulții cu ID cu, cât și pentru adulții cu ID fără controale de sănătate. Acestea sunt IRR–urile de interacțiune caz-perioadă de la modelele condiționale Poisson montate separat fiecărui grup. O creștere semnificativă a admiterilor a fost observată în rândul adulților cu sindrom Down cu controale de sănătate comparativ cu controalele populației (RIR 1,55, IÎ 95% 1,15 până la 2,08). Cu toate acestea, această creștere a fost replicată în rândul adulților cu sindrom Down fără controale de sănătate (IRR 1,55) comparativ cu controalele lor, sugerând o tendință specifică adulților cu sindrom Down. În schimb, deși controalele de sănătate au fost asociate cu o schimbare mai mică a admiterilor de urgență în rândul adulților cu ID cu nevoi severe de sănătate în comparație cu controalele lor (IRR 0,80, 95% CI 0,67 la 0.95), această tendință nu a fost replicată la adulții cu ID fără controale de sănătate cu nevoi grave de sănătate în comparație cu controalele lor (RIR 1,07, IÎ 95% 0,85 până la 1,35). O analiză suplimentară a adulților cu ID cu nevoi grave de sănătate care au primit controale de sănătate a sugerat, de asemenea, o scădere a admiterii lor de urgență pentru ACSCs comparativ cu controalele (IRR 0,76, IÎ 95% 0,56 până la 1,01).