文摘
背景:精神疾病患者當中,有10倍的可預防的死亡從物理障礙有自殺。我們調查是否強製社區治療,比如社區處理訂單,可以減少精神疾病患者全因死亡率。
方法:我們進行了一項基於人群的生存分析的初始連接隊列使用記錄。研究期間從1997年11月到2008年12月。隊列包括從所有社區和住院精神病人服務在澳大利亞西部(人口180萬)。我們使用2段設計的匹配和Cox回歸調整人口結構特點,以前使用衛生服務、診斷和精神病史的長度。我們收集的數據連續軍團為每年社區治療訂單用來測量數量變化的患者,他們的特點和結果。我們的主要結果是2年的全因死亡率。我們的第1次要結果(三年全因死亡率。
結果:研究包括2958名患者社區治療訂單(例)和2958年(即匹配控製。,精神疾病患者沒有接受一個社區治療順序)。,病例組和對照組的平均年齡是36.7歲,63.7%(3771)的參與者都是男性。精神分裂症和其他非情感性精神病在所有的參與者中是最常見的診斷(73.4%)。共有492名患者(8.3%)在研究過程中就去世了。Cox回歸分析表明,與控製相比,患者社區治療訂單又顯著降低全因死亡率,2和3年,調整後的風險比為0.62(95%置信區間0.45 - -0.86)2年。最大的影響是在死於物理疾病如癌症、心血管疾病或中樞神經係統疾病。本協會消失當我們調整增加門診和社區接觸精神服務。
解釋:社區治療訂單可以減少精神疾病患者的死亡率。這可能部分解釋為增加接觸在社區衛生服務。然而,不受控製的混雜因素的影響不能被排除在外。
精神疾病患者的死亡率比一般人群高。1慢性身體疾病如心血管疾病和癌症死亡的主要原因是在這個人群中,自殺的風險10倍;然而,這樣會導致得到的關注遠遠少於自殺。1,2精神分裂症患者死亡15 - 20年前的人比在一般人群中,不同,隨著時間的推移增加了。1,3這種差異的原因包括社會經濟劣勢,藥物的副作用,減少獲得衛生保健。4,5
有有限的數據可能的幹預措施旨在防止這樣的死亡,其中大多數壓力物理狀態的定期監測,與初級護理同行的支持和合作。6,7從維多利亞,澳大利亞一項研究發現,患者有條件釋放從醫院死亡率比預期較低時使用社區護理、年齡、性別、住院經驗和診斷考慮在內。8然而,10%的病人患有老年癡呆症或其他神經係統疾病,和這些患者的診斷研究中29%的死亡。癡呆是強製性的社區治療不是一個典型的跡象。此外,維多利亞的最高水平的社區治療命令的使用,約60 100 000人口;因此,這些結果可能並不適用於其他地區。8雖然作者在風險的控製,死亡可能發生後1天11年指數日期;9大多數評估社區治療訂單僅限於1或2年之後的順序。9,10最後,結果不調整患者的婚姻狀況、教育、出生的國家,本土地位或使用衛生服務在引入社區治療之前的訂單。調整為這些變量可以減少固有的偏見圖情況下同一管轄和控製給定控製所有可能的困難原因發行這些訂單,一旦他們被介紹。
我們試圖評估的影響社區治療訂單1 - 2 -,3年在澳大利亞西部生存。社區提供一個法律框架內處理訂單嚴重精神障礙患者需要接受心理治療,而住在醫院。在加拿大和澳大利亞這些訂單使用,類似的時間在這兩個國家,clinician-initiated而不是法院(與美國)。10,11在澳大利亞與加拿大不同,病人可以給社區訂單之前沒有被送進醫院治療。在實踐中,患者在這兩個國家類似的大量時間花在醫院被給予一個社區治療前秩序。12
我們專注於死於身體上的疾病,而不是自殺,因為這些是最常見的可預防的死亡原因患有嚴重精神疾病。1,2我們認為患者社區治療訂單會降低死亡率因為參與衛生服務的改善,從而允許更大的身體健康監測和管理。更大的接觸將通過增加門診收據後聯係社區治療,這將影響任何強製性的社區治療和死亡率之間的聯係。
方法
我們進行以人群為基礎的記錄鏈接分析所有患者社區治療訂單在澳大利亞西部一段11年。這項研究是人類研究倫理委員會批準的昆士蘭大學,格裏菲斯大學和西澳大利亞衛生部。
幹預
介紹了社區治療訂單1997年11月在澳大利亞西部。他們出具授權醫生,不能超過3個月的第一個實例。訂單可以擴展到6個月,之後必須作出新秩序。社區治療訂單要求與精神疾病或障礙的人遵循一個治療計劃,包括遵守任何藥物和精神科門診。11社區治療訂單製定條款下,一個人必須接受藥物治療,治療,康複和其他服務在社區生活。如果一個人違反社區治療秩序,人可能采取精神健康設施並給予適當的治療,包括藥物治療。beplay体育相关新闻
在違約的情況下,精神科醫生第一次書麵通知病人的情況。如果他們仍然未能合作,發送訂單參加,要求病人在特定時間參加精神健康設施接受治療。beplay体育相关新闻如果病人仍然未能出席,警察有權逮捕,病人接受治療的設施,可以得到病人同意與否。
數據源
我們收集的信息在所有澳大利亞西部的居民社區治療訂單後的11年訂單使用與實現管理健康數據。6,13其中包括心理健康信息係統的數據精神病住院,門診和社區聯係;beplay体育相关新闻心理健康beplay体育相关新闻審查委員會強製精神治療的數據庫;醫院發病率數據係統;和死亡率數據。醫院發病率數據係統包括所有住院治療的信息,無論專業,作為一個通用醫療和外科曆史的標誌。
選擇的參與者
我們選擇一個初始群所有患者給出一個初始社區治療順序。以前的工作表明,約85%的訂單給出出院。12我們選擇相同數量的參與者為例和對照組,與年齡、性別、精神疾病診斷和出院日期(即。,該指數日期)。少數患者社區治療訂單發出社區,而不是出院,訂單的開始是用於匹配的索引日期控件。我們研究期間實現的擴展社區治療1997年11月到2008年12月的訂單。
我們首次發現病人的病例組的心理健康審查委員會和控製心理健康信息係統,然後聯係他們記錄到另一個數據庫。beplay体育相关新闻一個初始匹配階段幫助減少錯誤的多變量分析。我們提取的匿名信息組織掩蓋前1年和11年索引日期後,可用。這些信息包括精神和非精神招生,病床上麵度過和門診聯係社區治療前1年訂單發布。此外,我們測量病人的使用衛生服務的實現社區治療前訂單1997和精神症狀的持續時間。我們收集的數據連續病例和控製每年直到2008年12月來衡量變化的數量和特征患者社區治療的訂單。
主要的結果
我們的主要結果是全因死亡率在2年的隨訪。大多數社區治療的評估訂單已經限製在1或2年的隨訪中,因為它可能很難屬性以外的任何幹預效果。11,12然而,2年允許足夠的時間來檢測影響死亡率,尤其是慢性身體條件。
統計分析
我們使用匹配、多元和傾向得分技術來調整社會人口因素、臨床特征和以前的精神或病史,以醫療服務聯係。我們使用精神服務社區治療之前訂單的調整實現了1997年,在社區治療順序發布之前,用精神招生(整體和非自願),病床上麵度過和門診聯係人。治療病人社區發布命令在執行的第一年,這些調整重疊,需要敏感性分析。我們選擇這些變量,因為先前的研究顯示他們的協會與死亡率或強製治療。14- - - - - -18
我們認為情況和控製獨立,因為沒有理由相信,他們的結果是相關的。19
使用未經調整的優勢比我們最初研究協會(ORs)。然後我們時間重新接納使用kaplan meier生存曲線相比,使用Cox回歸分析等混雜因素調整社會人口特征、臨床特征和使用前一年社區衛生服務的治療順序。如果連續變量是傾斜的,他們對中值或第75百分位一分為二,適當放寬解釋。此外,我們測量病人的使用後的衛生服務索引日期。住院病床上麵度過在精神和非精神單位分別進行評估。最後,我們調整今年的社區治療的醫生是針對訂單發布更有效,因為他們獲得了更多的經驗和熟悉係統。
我們建造3回歸模型。首先,所有變量被迫到模型的基礎上,與獨立或其他相關變量,從理論上講,或單變量分析。第二,我們跑向前逐步模型變量在進入根據他們與全因死亡率,直到再也沒有達到統計學意義。隻有變量顯著相關結果的多變量分析包含在最終的運行這個模型。在第三個模型中,我們調整生存使用傾向得分來自所有可能的混雜因素。在所有的模型中,我們測試使用Wald統計意義。
我們評估了絕對風險降低通過計算治療(例數十分)所需數量。
敏感性分析
我們做了敏感性分析log-transforming所有傾斜連續數據的影響。此外,我們分析了全因死亡率在索引日期後12至36個月,後者的最大時間間隔數據對整個樣本,包括2008年的患者進入研究。我們也調查任何全因死亡率的差異多年來社區治療秩序的可用性。
我們限製入學前一年社區治療期間訂單是發給那些無意識的同時保持所有其他的變量。然後我們reperformed所有的模型,取代使用衛生服務社區治療前一年發布實施前與使用衛生服務的社區治療1997年的訂單。我們這樣做是因為有一個重疊的兩個變量對病人給予社區治療訂單實施的第一年,並減少錯誤。我們也調查死因,以及1 - 3年全因死亡率。最後,我們隻包括給定一個社區治療的患者在社區秩序不被送進醫院。
結果
我們確定了2958患者社區治療訂單從1997年11月到2008年12月和2958年控製相應的年齡、性別和精神病的診斷。與社區治療的患者數量每年訂單變化在221年至324年之間,相當於每100 000人口約12。患者社區治療的訂單我們確認,2398年(81.1%)有訂單在出院,而560人社區中發布命令。患者社區治療訂單的平均年齡是36.7(標準差(SD) 13.6)年,其中1885(63.7%)是男性。參與者之間最普通的診斷精神分裂症和其他非情感性精神病(73.4%),其次是情感性精神障礙(14.4%)。
匹配的病例和控製是成功的,在這個年齡沒有明顯差異,性別或診斷(表1)。病人在集團更有可能比控製一直是單身或澳大利亞出生;他們不太可能從事的工作,學習和家庭責任,或為非精神一直住院原因(衡量身體疾病)。此外,患者社區治療訂單又更大的整體醫療服務的使用,在前一年他們的訂單和社區治療前訂單發布1997年實施(表1)。沒有其他兩組之間的差異,包括精神病史的長度被給予一個社區治療前秩序。
在11年的隨訪中,492名參與者(病例和控製相結合,8.3%)死亡。隻有6.5%的患者社區治療訂單死在此期間(206/2958),相比之下,9.6%的控製(286/2958)(或0.70,95%可信區間(CI) 0.58 - -0.84)。
死亡率在中國開放的後續
共有163名患者2年內死於他們的指數。死亡原因包括故意自殘(n= 39)、意外傷害(n= 35)和身體疾病(n= 67)。38歲的身體疾病造成的死亡是由於癌症,心血管疾病或中樞神經係統疾病。22名患者的死亡原因尚不清楚。與控製相比,患者社區治療訂單不太可能死於2年後索引日期(kaplan meier生存分析,log-rankχ25.14,p= 0.02)。
與控製相比,患者社區治療幾乎一半的訂單全因死亡風險(瓦爾德8.27,p= 0.004)(表2和圖1)。老年患者全因死亡率較高。更多的精神科門診接觸和非精神性招生與死亡風險的增加有關,而與風險降低相關的農村住宅(表2)。我們發現了類似的結果與逐步回歸,當我們限製了模型非自願治療之前收到一個社區秩序,同時保持所有其他變量,當我們使用對數轉換數據的連續變量。此外,我們發現類似的結果使用傾向評分分析(調整風險比[HR] 0.63, 95%可信區間0.44 - -0.90;瓦爾德6.55,p= 0.01)。
社區治療患者的死亡率曲線命令(例)及其在中國開放的後續匹配控製。HR =風險比。
與對照組患者相比,患者社區治療的訂單有一個更高的精神招生(0.31(標準差4.40)v . 0.22(標準差3.97);t測試8.55),病床上麵度過(0.90(標準差16.98)v . 0.41(標準差10.71);t測試11.71)和精神科門診聯係人(10.23(標準差8.79)v . 2.81(標準差14.41);t測試20.23)(5914自由度,所有p< 0.001)。包括精神招生或病床上麵度過Cox回歸對我們的結果沒有影響,但包括精神科門診聯係了——更大的門診聯係人的數量,後續的全因死亡率越低(調整人力資源0.61,95%可信區間0.50 - -0.75;瓦爾德27.94,p< 0.001)。當我們調整為精神科門診聯係人、社區治療訂單不再顯示出與全因死亡率有關聯(調整人力資源0.79,95%可信區間0.55 - -1.13;瓦爾德1.66,p= 0.19)。
亞組分析,消除因自殺身亡沒有影響我們的結果(調整人力資源0.55,95%可信區間0.38 - -0.81;瓦爾德9.48,p= 0.002)。死因,最強的效應被認為死於癌症,心血管疾病或中樞神經係統疾病(調整HR0.28, 95%可信區間0.13 - -0.61;瓦爾德9.21,p= 0.001)。
敏感性分析而言,更換使用在治療前一年社區衛生服務發布與使用衛生服務社區治療前的訂單在1997年實現之間的關係沒有影響社區處理訂單和降低全因死亡率(調整人力資源0.67,95%可信區間0.50 - -0.95;瓦爾德5.49,p= 0.02)。限製入學前一年社區治療期間隻發布那些不自覺還顯示沒有影響這個協會(調整人力資源0.61,95%可信區間0.43 - -0.87;瓦爾德7.39,p= 0.01)。我們發現了類似的結果,當我們限製樣本給患者社區治療出院訂單(n= 2398)。在這個病人和匹配控製人口,有154例死亡(58患者社區治療訂單,96控製;調整人力資源0.65,95%可信區間0.46 - -0.92;瓦爾德5.81,p= 0.01)。
我們計算死亡例數十分避免一個在兩年的隨訪到102歲。
死亡率在1和3年的隨訪
今年共有91名患者死於他們收到他們的社區治療後訂單(35患者社區治療訂單,56控製)。患者社區治療的順序有顯著降低全因死亡率(調整人力資源0.58,95%可信區間0.37 - -0.90;瓦爾德5.80,p= 0.003)。也是如此的234患者死亡前3年隨訪(103患者社區治療訂單,131控製;調整人力資源0.72,95%可信區間0.55 - -0.95;瓦爾德5.50,p= 0.02)。
解釋
社區治療相關的訂單調整混雜因素後全因死亡率的減少使用匹配、多變量或傾向得分技巧。這些混雜因素包括使用衛生服務社區治療前發布,在可能的情況下,最初引入立法實現這樣的訂單。我們的發現可能對加拿大和其他司法管轄區有相似類型和水平的社區治療命令的使用。11,20.
社區治療的訂單是有爭議的,模棱兩可的有效性的證據在減少招生醫院或持續的時間。9,10他們唯一一致的作用是增加社區的數量和門診病人接觸,一個過程,而不是結果。9,10可能這是死亡率降低的機製在我們的研究中。增加接觸心理健康臨床醫生可能提供的機會識別和管理共病生理疾病,或監測存在的精神藥物的副作用增加慢性疾病的風險。這是符合我們發現對死亡率的影響消失當我們調整我們的模型包括門診接觸後接受社區治療順序。增加與精神病學服務必須需要多接觸監控自殺風險,作為社區治療的訂單有一個死於慢性身體疾病的影響大於其他原因。
限製
我們評估了精神和身體上的發病率隻有通過記錄病人的醫療服務的使用。
有其他混雜因素我們無法調整我們的模型,這可以解釋為什麼有些病人有義務社區治療。這些潛在的混雜因素包括缺乏洞察力和治療依從性,社會殘疾類型的藥物和治療團隊或服務的特征。然而,任何偏差都應意味著患者社區治療訂單比對照組患者病了,這就是為什麼他們的訂單放在第一位。這個理由不解釋為什麼在社區治療患者全因死亡率較低的訂單比控製,盡管前組的患者可能有更嚴重的疾病。
傾向分數分析代替多元技術限製了所有可能的混雜因素是否已經確定。21
在整個樣本相對罕見的死亡意味著102人需要給定一個社區治療以防止1例死亡在第一個2年(例數十分= 102)。然而,這個值是類似心肌梗死後降低2年死亡率為他汀類藥物(例數十分= 94)和抗血小板藥物(例數十分= 153),22和比許多幹預措施以防止自殺的例數十分在385年和000年33。23
腳注
利益衝突:史蒂夫Kisely已經收到了澳大利亞扶輪的贈款資金健康基金。沒有其他利益衝突被宣布。
這篇文章已經被同行評議。
參與者:史蒂夫Kisely構思想法的研究和分析計劃。所有的作者輔助的設計研究。建國肖和桑德拉路易斯準備的數據文件進行分析。所有的作者解釋分析。史蒂夫Kisely起草。所有的作者修改文章重要的知識內容和批準了最終版本提交出版。
資助:這項工作是支持的澳大利亞扶輪健康基金(批準號007344)。
引用
