National Cluster-Randomized Trial of Duty-Hour Elastyczność w szkoleniu chirurgicznym ad 6

Nasza próba badania obejmowała 117 akredytowanych programów rezydencjalnych z akredytacją ACGME i 151 szpitali afiliowanych (ryc. S1 w dodatku uzupełniającym), ponieważ program i 3 szpitale wypadły po randomizacji, ale przed datą rozpoczęcia badania. Spośród nich 59 programów i powiązanych z nimi 71 szpitali zostało przydzielonych do grupy standardowych polityk, a 58 programów i ich 80 powiązanych szpitali zostało przydzielonych do grupy elastycznej polityki. Grupy badane były dobrze wyważone w odniesieniu do szerokiego zakresu cech programu, szpitala, pacjenta i rezydenta (tabela 2). Wyniki pacjenta
Ze względu na problemy związane z dostępnością ostatecznych danych, 2 szpitale zostały usunięte z ostatecznej analizy, co spowodowało utratę 2 programów w naszej próbce tylko dla wyników pacjentów (ryc. S1 w Dodatku Aneks). Dwie pary szpitali, każda para z tego samego programu pobytu, zgłosiły dane pod tym samym numerem identyfikacyjnym AHA, więc każda para była traktowana jako pojedyncza jednostka do analizy. W związku z tym analizy wyników pacjentów obejmowały 115 programów (58 w grupie standardowej polityki i 57 w grupie polityk elastycznych) oraz 148 szpitali (70 w grupie standardowej polityki i 78 w grupie polityk elastycznych), które wniosły dane na temat 138 691 pacjentów z operacją ogólną (65 849 w grupie standardowej i 72,842 w grupie polityki elastycznej).
Ryc. 1. Ryc. 1. Porównanie wyników pooperacyjnych między elastycznymi, mniej restrykcyjnymi polisami godzinowymi a standardowymi politykami. We wszystkich regresjach uwzględniono 115 programów i 148 szpitali. Stałe czarne kółka wskazują nieskorygowany efekt przypisania do grupy elastycznej polityki (w porównaniu do standardowej grupy polityk). Otwarte kręgi wskazują skorygowany efekt przypisania do grupy elastycznej polityki (w porównaniu do standardowej grupy polityk) wyrażonej jako iloraz szans z podobnych modeli, które również zostały dostosowane do charakterystyki pacjenta. Zgłoszone szacunki są prognozami warunkowymi (nie uśrednionymi dla populacji) uzyskanymi z trójstopniowych hierarchicznych modeli logistyczno-regresyjnych efektów mieszanych. W tych modelach wyniki zostały zrekompensowane przy przydziale do grupy polityk elastycznych (w porównaniu z grupą standardową) z kontrolami dla poziomów programu 30-dniowych wskaźników śmierci pooperacyjnej lub poważnych komplikacji w 2013 r. (Zmienna stosowana w randomizacji) z przypadkowymi przechwyceniami programów na poziomie szpitali i programów. Aby uwzględnić tymczasową analizę, poziom alfa został skorygowany do 0,04 dla ostatecznej analizy (poziom alfa dla całego badania, 0,05). Biorąc pod uwagę projekt nieinferności z poziomem 0,04 alfa, zastosowano 92% przedziały ufności [100 x (1-2 a)] na podstawie podejścia dwa jednostronne testy (TOST). Tak więc słupki błędu wskazują 92% przedziały ufności, a zacienione niebieskie obszary reprezentują obszar nie gorszej jakości dla każdego wyniku. Elastyczne polityki uznano za nie gorsze od standardowych zasad, jeśli szacowany iloraz szans (okrąg) i górna granica 92% przedziału ufności są zawarte w zacienionym regionie; gorsza od standardowych zasad, jeśli szacowany iloraz szans i dolna granica przedziału ufności 92% są po prawej stronie, poza zacienionym obszarem, dla wyniku; i lepsze od standardowych zasad, jeśli szacowany iloraz szans i górna granica przedziału ufności wynosząca 92% znajdują się w zacienionym regionie i poniżej 1,00 (patrz wstawka)
[patrz też: psychologia pracy, psycholog lublin, psycholog dziecięcy ]

Powiązane tematy z artykułem: psycholog dziecięcy psycholog lublin psychologia pracy