Skip to content

Wpływ przyjęcia do szpitala pedagogicznego na koszty i jakość opieki nad beneficjentami Medicare czesc 4

4 tygodnie ago

561 words

Model ten został zaprojektowany do przewidywania przyszłych wydatków Medicare na podstawie ciężkości diagnoz zarejestrowanych do hospitalizacji wskaźnika. Od jednego do dziewięciu kodów diagnostycznych ICD-9-CM dla każdego pacjenta. W przypadku konkretnej podstawowej diagnozy, takiej jak udar, zmiany wyniku oceny ryzyka opierały się na różnicach w diagnozach wtórnych. Osoba była zdeterminowana, aby mieć ograniczenie w codziennym życiu, jeśli nie mogła wykonywać czynności bez pomocy innej osoby lub użycia specjalnego sprzętu (takiego jak wózek inwalidzki do poruszania się) lub jeśli dana osoba nie mogła w ogóle wykonuj aktywność. Stan kognitywny został określony za pomocą 10-pytańowego kwestionariusza stanu psychicznego.18 Zdefiniowaliśmy pacjenta jako poznawczy, jeśli odpowiedział poprawnie na siedem lub więcej pytań. Jeśli osoba użyła proxy do odpowiedzi na kwestionariusz i jeśli powód odpowiedzi proxy został uznany za związany z poznaniem, to tej zmiennej przypisano wartość 0. Do analizy złamań biodra użyto zmiennej binarnej do rozróżnić między złamaniami okołokrętarzowymi i innymi złamaniami. W przypadku udaru wyodrębniliśmy udary niedokrwienne i krwotoczne. Oddzielne zmienne binarne niestabilnej dławicy piersiowej lub dławicy piersiowej oraz choroby niedokrwiennej serca z ostrym zawałem mięśnia sercowego, która była pominiętą grupą odniesienia, były stosowane w chorobie niedokrwiennej serca. Na koniec użyliśmy zmiennej binarnej, aby odróżnić niepowikłaną zastoinową niewydolność serca od zastoinowej niewydolności serca, która wystąpiła w przypadku nadciśnienia lub choroby nerek.
Dostosowanie całkowitych płatności Medicare zgodnie z charakterystyką pacjentów było oparte na zmianach współczynników zmiennych typu szpitalnego w analizach zi bez innych zmiennych towarzyszących. Porównaliśmy zmiany w płatnościach (w dolarach) wskazywane przez współczynniki szpitalne w modelu z jedynie zmiennymi objaśniającymi typu szpitalnego z tymi samymi współczynnikami w modelu dostosowanym do charakterystyki pacjentów. Jeżeli kwota korekty płatności według typu szpitala różniła się, gdy kontrolowaliśmy charakterystykę pacjentów, wówczas takie cechy wyjaśniały część różnicy w płatnościach w zależności od typu szpitala. Jeśli różnica w korektach była dodatnia, co sugeruje, że dany szpital miał mniej kosztowną mieszankę pacjentów niż pozostawanie w szpitalach dla zysku, dodaliśmy tę kwotę do całkowitych płatności; jeśli różnica była ujemna, odjęliśmy ją od całkowitej płatności. Współczynnik korekty pacjenta był stały dla danego typu szpitala. Następnie usunęliśmy subsydia pośrednie na edukację medyczną i nieproporcjonalne płatności udokumentowane w danych dotyczących roszczeń, aby uzyskać skorygowane płatności całkowite po sześciu miesiącach.
Analiza statystyczna
Mierzyliśmy przeżycie od daty przyjęcia indeksu (do stycznia 1984 r.) Do 31 grudnia 1995 r. Ponieważ ostatni zapis do indeksu wystąpił 31 grudnia 1994 r., Obserwowaliśmy minimalny okres obserwacji jednego roku. National Long Term Care Survey udokumentował datę zgonu z wykorzystaniem informacji z rejestrów Medicare, National Death Index i rejestrów stanu istotnego.14 Regresję proporcjonalnych hazardów Coxa zastosowano do analizy przeżycia oddzielnie dla każdego warunku i dla wszystkich cztery warunki połączone. 19 Użyliśmy tych samych zmiennych, jak w analizie regresji płatności Medicare.
Wyniki
Tabela 1
[patrz też: chloramfenikol, anastrozol, hurtownia portfeli ]
[więcej w: olej z kiełków pszenicy, olej z nasion wiesiołka, olej z wiesiolka ]