Comparison 2. Effect of discharge p

Comparison 2. Effect of discharge planning on unscheduled read-mission rates compared to usual care.

Seven trials measured re admission to hospital,results were reported as rates of readmission to hospital or days spent in hospital as a result of readmission. We pooled readmission data for the tri-als recruiting elderly patients with a medical condition reporting readmission rates at up to 3 months of discharge from hospital [Kennedy; Moher; Naylor; Shaw; Nazareth]. We failed to detect a difference between those allocated to discharge planning and those in the control group (OR 0.91, 95% CI 0.67 to 1.23). One trial not included in the pooled analysis presented readmission datain a number of different ways [Weinberger]. Although a statisti-cally significant increase in mean monthly readmission rate was observed at six months follow-up for patients receiving discharge planning(intervention group=0.19(sd+0.4)control group=0.14 (sd+0.2) p=0.005), and for the meannumber of readmissiondays (intervention 10.2 (19.8), control 8.8 (19.7) p0.05 [Hendriksen].

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

Comparison 2. Effect of discharge planning on unscheduled read-mission rates compared to usual care.Seven trials measured re admission to hospital,results were reported as rates of readmission to hospital or days spent in hospital as a result of readmission. We pooled readmission data for the tri-als recruiting elderly patients with a medical condition reporting readmission rates at up to 3 months of discharge from hospital [Kennedy; Moher; Naylor; Shaw; Nazareth]. We failed to detect a difference between those allocated to discharge planning and those in the control group (OR 0.91, 95% CI 0.67 to 1.23). One trial not included in the pooled analysis presented readmission datain a number of different ways [Weinberger]. Although a statisti-cally significant increase in mean monthly readmission rate was observed at six months follow-up for patients receiving discharge planning(intervention group=0.19(sd+0.4)control group=0.14 (sd+0.2) p=0.005), and for the meannumber of readmissiondays (intervention 10.2 (19.8), control 8.8 (19.7) p<0.04), no statisti-cally significant difference was detected at 6 months follow-up for the proportions of patients readmitted to hospital (intervention = 49% control = 44% p = 0.06) [Weinberger]. One trial reported a significant reduction in readmission days for patients allocated to discharge planning (mean difference -33 days at 2 to 6 weeks follow-up, 95% CI -53 to -13) [Naylor]; however, this difference was not detected at longer term follow-up. These findings were not replicated in another trial measuring readmission days at 1 year follow-up (difference +2 days, p >0.05 [Hendriksen].

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

เปรียบเทียบ 2. ผลของการวางแผนจำหน่ายต่ออัตราการอ่านภารกิจหมายกำหนดการเมื่อเทียบกับการดูแลตามปกติ. เซเว่นการทดลองวัดใหม่เข้ารับการรักษาที่โรงพยาบาลผลได้รับรายงานว่าอัตราการกลับมารักษาซ้ำในโรงพยาบาลหรือวันใช้เวลาอยู่ในโรงพยาบาลเป็นผลมาจากการกลับเป็นซ้ำ เรารวบรวมข้อมูลกลับมารักษาซ้ำสำหรับ Tri-ALS สรรหาผู้ป่วยสูงอายุที่มีเงื่อนไขทางการแพทย์รายงานอัตราการกลับเป็นซ้ำได้ถึง 3 เดือนของการออกจากโรงพยาบาล [เคนเนดี้; Moher; เนย์เลอร์; ชอว์; นาซาเร็ ธ ] เราล้มเหลวในการตรวจสอบความแตกต่างระหว่างผู้จัดสรรให้ปล่อยวางแผนและผู้ที่อยู่ในกลุ่มควบคุม (หรือ 0.91, 95% CI 0.67-1.23) ทดลองใช้อย่างใดอย่างหนึ่งไม่ได้รวมอยู่ในการวิเคราะห์รวบรวมนำเสนอกลับมารักษาซ้ำ datain หลายวิธีที่แตกต่างกัน [Weinberger] แม้ว่าการเพิ่มขึ้น Fi ลาดเท statisti-ถอนรากถอนโคนนัยสำคัญในอัตราการกลับมารักษาซ้ำเฉลี่ยรายเดือนเป็นข้อสังเกตที่หกเดือนติดตามสำหรับผู้ป่วยที่ได้รับการวางแผนจำหน่าย (กลุ่มแทรกแซง = 0.19 (SD + 0.4) กลุ่มควบคุม = 0.14 (SD + 0.2) p = 0.005) และ สำหรับ meannumber ของ readmissiondays (การแทรกแซง 10.2 (19.8), เครื่องควบคุม 8.8 (19.7) p <0.04) ไม่มีความแตกต่าง Fi ลาดเท statisti-ถอนรากถอนโคนนัยสำคัญถูกตรวจพบที่ 6 เดือนที่ติดตามสำหรับสัดส่วนของผู้ป่วยที่มารักษาซ้ำในโรงพยาบาล (แทรกแซง = ควบคุม 49% = 44% p = 0.06) [Weinberger] การทดลองหนึ่งรายงานการลด Fi ลาดเทนัยสำคัญในวันที่กลับมารักษาซ้ำสำหรับผู้ป่วยที่ได้รับการจัดสรรจะปล่อยการวางแผน (หมายถึงความแตกต่าง -33 วันที่ 2 ถึง 6 สัปดาห์ติดตาม 95% CI -53 เพื่อ -13) [เนย์เลอร์]; อย่างไรก็ตามความแตกต่างนี้ไม่ได้อีกต่อไปที่ตรวจพบในระยะติดตามผล เหล่านี้ ndings Fi ไม่ได้ถูกจำลองแบบในการพิจารณาคดีอีกวัดวันกลับมารักษาซ้ำที่ 1 ปีติดตาม (ความแตกต่าง 2 วัน, p> 0.05 [Hendriksen]

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

เปรียบเทียบ 2 ผลของการวางแผนจำหน่ายต่อไม่อ่านภารกิจอัตรา เมื่อเทียบกับการดูแลตามปกติเจ็ดทดลองวัดอีกครั้งเข้าสู่โรงพยาบาล ผลรายงานอัตราการกลับมารักษาซ้ำในโรงพยาบาล หรือวันที่อยู่ในโรงพยาบาล ผลของกระบวนการ . เรารวมข้อมูลผู้ป่วยนอกสำหรับไตร และการสรรหาผู้สูงอายุที่มีเงื่อนไขทางการแพทย์รายงานอัตราการกลับมารักษาซ้ำถึง 3 เดือนการจากโรงพยาบาล [ เคนเนดี้ ; moher ; เนย์เลอร์ ; ชอว์เร็ธ ] เราล้มเหลวในการตรวจสอบความแตกต่างระหว่างผู้จัดสรรกับการวางแผนจำหน่ายผู้ป่วย และกลุ่มควบคุม ( หรือ 0.91 , 95% CI เท่ากับ 0.67 ถึง 1.23 ) หนึ่งในการทดลองที่ไม่รวมอยู่ในการวิเคราะห์ข้อมูลด้านกระบวนการนำเสนอจำนวนของวิธีการที่แตกต่างกัน [ ไวน์เบอร์เกอร์ ] แม้ว่าสถิติคอลลี่ signi จึงไม่สามารถเพิ่มหมายถึงอัตราการกลับมารักษาซ้ำรายเดือนพบว่าเวลา 6 เดือนเพื่อติดตามผู้ป่วยที่ได้รับการวางแผนจำหน่ายผู้ป่วย ( กลุ่ม = 0.19 ( SD + 0.4 ) และกลุ่มควบคุม ( SD = 0.14 + 0.2 ) P = 0.005 ) และสำหรับ meannumber ( การแทรกแซงของ readmissiondays 10.2 ( 19.8 ) , 8.8 ( ควบคุม 19.7 ) P = 0.04 ) , ไม่มีสถิติคอลลี่ signi จึงไม่สามารถตรวจพบความแตกต่างที่ติดตามผล 6 เดือน สำหรับสัดส่วนของผู้ป่วยการผูกประโยคการโรงพยาบาล ( การแทรกแซง = 49% การควบคุม = 44 % p = 0.06 ) [ ไวน์เบอร์เกอร์ ] หนึ่งพิจารณารายงาน signi จึงไม่สามารถลดการกลับมารักษาซ้ำวันจัดสรรวางแผนจำหน่ายผู้ป่วย ( หมายถึงความแตกต่าง - 33 วันที่ 2 - 6 สัปดาห์ ติดตาม , 95% CI - 53 - 13 ) [ เนย์เลอร์ ] อย่างไรก็ตามความแตกต่างนี้ไม่พบในระยะยาวต่อไป ndings จึงเหล่านี้ไม่ได้ถูกใช้ในการวัดกระบวนการติดตามผลอีกวัน 1 ปี ( ผลต่าง + 2 วัน , p > 0.05 [ เ ดริกเซ่น ]