Wieloskładnikowa interwencja zapobiegająca delirium w starszych hospitalizowanych pacjentach ad 6

Policzyliśmy również całkowitą liczbę dni majaczenia (całkowita liczba osobodni wszystkich epizodów delirium) i liczbę epizodów majaczenia w każdej grupie badanej, a także ocenialiśmy nawrót (dwa lub więcej epizodów) i nasilenie. Nasilenie delirium mierzono przez wynik dodatni dla czterech wyznaczonych objawów (fluktuacja objawów, nieuwaga, dezorganizacja myślenia i zmieniony poziom świadomości). Każdy symptom delirium z wyjątkiem fluktuacji oceniali ankieterzy jako nieobecni (0 punktów), łagodni (1 punkt) lub zaznaczeni (2 punkty); Wahania objawów oceniano jako nieobecne (0 punktów) lub obecne (1 punkt). Suma tych ocen dała ocenę ostrości delirium w zakresie od 0 do 7, z wyższymi punktami wskazującymi na zwiększoną ostrość. Oceny metodą oceny dezorientacji zostały zakończone w 4848 z 4857 wywiadów dziennie (99,8 procent). Rzetelność międzyoperacyjna dla tych ocen została potwierdzona w 16 sparowanych obserwacjach, w których wzięli udział wszyscy członkowie personelu badawczego (kappa, 1,0). Łącznie 108 niepewnych ocen, ocen z brakującymi metodami oceny pomyłki lub możliwych epizodów delirium występujących między wywiadami oceniano pod kątem obecności lub braku delirium przez dwóch niezależnych recenzentów (geriatra i neuropsycholog, którzy nie byli świadomi badania pacjentów zadania grupowe) w sprawie przeglądu wszystkich danych wywiadów i dokumentacji medycznej.
Przyczepność
Stopień przestrzegania interwencji wraz z przyczynami nieprzestrzegania był codziennie rejestrowany przez personel interwencyjny. Codzienne przestrzeganie było zakończone, jeśli pacjent otrzymał wszystkie części przypisanego protokołu, aby uzyskać całkowitą liczbę razy, kiedy miał zostać podany. Częściowe przestrzeganie wskazało, że pacjent otrzymał część protokołu, ale nie wszystkie, lub nie otrzymał protokołu wymaganej liczby razy tego dnia. Nieobecność wskazała, że żadna z części przypisanego protokołu nie została odebrana w tym dniu.
Analiza statystyczna
Charakterystykę przy przyjęciu porównywano pomiędzy pacjentami w dopasowanych parach, stosując dopasowane analizy statystyczne, albo sparowane t-testy dla zmiennych ciągłych, albo test McNemara dla miar podwójnych. Wyniki te zostały potwierdzone za pomocą niezrównanych analiz.
Wszystkie analizy skuteczności interwencji w odniesieniu do pierwotnego wyniku wykorzystywały podejście polegające na zamiarach leczenia. Skuteczność strategii interwencji w zmniejszaniu częstości występowania majaczenia oceniano za pomocą metody warunkowej regresji logistycznej opracowanej przez Holforda i wsp.39 dla prospektywnie dobranych, indywidualnie dopasowanych danych. Aby zidentyfikować potencjalne czynniki zakłócające, wszystkie cechy linii bazowej zbadano w analizach dwuwymiarowych, a czynniki związane na poziomie P = 0,20 z typem leczenia (interwencja lub zwykła opieka) były dalej badane. Każda potencjalna współzmienność została dodana indywidualnie do modelu i została zachowana, jeśli jej obecność spowodowała modyfikację parametru log-liniowego dla efektu interwencji wynoszącego 10 procent lub więcej .40,41 Następnie, niedopasowane analizy za pomocą tradycyjnej regresji logistycznej dla nowych Przypadki majaczenia podczas pobytu w szpitalu i analiza proporcjonalnego ryzyka Coxa na ryzyko wystąpienia majaczenia w ciągu dnia w szpitalu, z korektą współczynników dopasowania, przeprowadzono w celu porównania i alternatyw dla dopasowanych analiz, zgodnie z zaleceniem poprzednich badaczy.42 Kaplan – Do porównania skumulowanej częstości występowania majaczenia, rozumianej jako prawdopodobieństwo, że delirium rozwinie się w określonym czasie, pomiędzy badanymi grupami zastosowano analizę lepszą i test log-rank.
Całkowita liczba dni delirium, określona jako całkowita liczba dni z delirium wśród wszystkich pacjentów w każdej grupie badawczej, oraz liczba epizodów majaczenia w każdej grupie zostały obliczone
[przypisy: Białkomocz, bifidobacterium, diltiazem ]
[przypisy: hodyszewo msze, objawy raka pluc, objawy sm ]