Confronto tra i miglioramenti dello stato funzionale dei pazienti con ictus che ricevono cure posturali in riabilitazione ospedaliera e le strutture infermieristiche qualificate

Introduzione

Oltre il 40% dei beneficiari di Medicare viene dimesso ogni anno dagli ospedali per acuti per essere sottoposto a cure post-operatorie. Rapporti dell’Accademia Nazionale delle Scienze¹ e l’Istituto di Medicina² hanno scoperto che l’assistenza post-operatoria ha contribuito maggiormente alla variazione geografica dei costi di Medicare. La legge del 2014 per il miglioramento dell’assistenza post-assistenza sanitaria statale post-acuta (IMPACT)³ richiede al Segretario del Dipartimento della Salute e dei Servizi Umani di stabilire un sistema di pagamento unificato per l’assistenza post-operatoria. Come passo in questo processo, la Medicare Payment Advisory Commission ha raccomandato che le strutture di riabilitazione ospedaliera (IRF) e le strutture di assistenza infermieristica specializzata (SNF) esaminino un rimborso per episodi simili per una determinata condizione. La proposta si basa, in parte, sulla sostanziale sovrapposizione delle popolazioni di pazienti serviti da IRF e SNF.^4,5

Lo scopo del nostro studio era di esaminare i cambiamenti dello stato funzionale in un campione nazionale di beneficiari di Medicare con ictus che hanno ricevuto una riabilitazione ospedaliera presso un IRF o SNF in seguito a dimissioni ospedaliere acute. Abbiamo selezionato l’ictus perché è una delle principali cause di disabilità negli Stati Uniti e un importante problema di salute pubblica, i pazienti con ictus hanno disturbi neurologici complessi che richiedono una serie di trattamenti e competenze, e l’ictus rappresenta il più grande gruppo di persone con disabilità trattate in IRF.⁶

In questo studio, abbiamo confrontato i risultati funzionali dei pazienti con ictus che sono stati dimessi da un ospedale con un IRF o SNF. Ci sono delle sfide nel confrontare i risultati negli studi osservazionali, la più importante delle quali è il bias per indicazione, o il bias di selezione. Le strutture di riabilitazione ospedaliera hanno criteri di ammissione più severi rispetto agli SNF, tra cui il requisito che i pazienti siano in grado di completare 3 ore di terapia riabilitativa al giorno. Diversi studi^7,8,9 hanno dimostrato che i metodi tradizionali di controllo delle caratteristiche del paziente, come le analisi di regressione logistica e di propensione, tendono a non essere efficaci di fronte a forti pregiudizi di selezione. Esistono diversi approcci per mitigare questo problema. Un approccio consiste nel valutare quanto grande dovrebbe essere il bias per eliminare l’associazione osservata, il che permette al lettore di giudicare se l’esistenza di tale bias è plausibile, ad esempio utilizzando il valore E.¹⁰ Un altro approccio è quello di valutare indirettamente la forza del bias e se esso viene eliminato con un approccio analitico specifico, ad esempio utilizzando un risultato di controllo, una misura che non dovrebbe essere influenzata dalle differenze tra i 2 trattamenti, ma che sarebbe influenzata dai bias di selezione. In questo studio, abbiamo utilizzato come risultato di controllo la mortalità totale tra i 30 e i 365 giorni dopo la dimissione dall’ospedale. L’esito del controllo dovrebbe essere fortemente correlato alla salute dei pazienti, ma solo minimamente influenzato dalla residenza in un IRF vs SNF. Se le analisi statistiche mostrano differenze significative tra IRF e SNF nella mortalità tra i 30 e i 365 giorni, questo risultato suggerirebbe che i pregiudizi di selezione sottostanti rimangono. Un terzo approccio è quello di utilizzare gli approcci analitici dimostrati per minimizzare i pregiudizi di selezione, come l’analisi delle variabili strumentali.^7,8,9 Abbiamo usato questi 3 approcci per confrontare i risultati dei pazienti con ictus che sono stati dimessi dalle cure acute con IRF vs SNF.

Abbiamo ipotizzato che i pazienti dimessi agli IRF avrebbero avuto maggiori miglioramenti nella mobilità e nella funzione di auto-cura rispetto a quelli dimessi agli SNF.

Metodi

Questo studio è stato approvato dal comitato di revisione istituzionale della University of Texas Medical Branch ed è conforme ai requisiti del Centers for Medicare & Medicaid Services (CMS) Data Use Agreement, che ha rinunciato alla necessità di un consenso informato per l’utilizzo dei dati dello studio perché i dati sono stati deidentificati. Abbiamo riportato i risultati dello studio secondo la linea guida per il reporting del rafforzamento della segnalazione degli studi osservazionali in epidemiologia(STROBE, Strengthening the Reporting of Observational Studies in Epidemiology).

Dati dello studio

I nostri dati includevano le cartelle cliniche Medicare dal 2012 al 2014. Questi file comprendevano Master Beneficiary Summary per la demografia dei pazienti, Medicare Provider Analysis and Review per le richieste di ricovero in ospedale e per i soggiorni di cura post-ospedaliera con variabili cliniche, Inpatient Rehabilitation Facility-Patient Assessment Instrument dell’IRF,^4,11 Set di dati minimo 3.0 da SNF,¹² e il Provider of Services Current Files per le caratteristiche dell’ospedale.

Selezione del campione

Il campione dello studio comprendeva beneficiari Medicare di 66 anni o più, dimessi dal 1° gennaio 2013 al 30 novembre 2014, a un IRF o SNF dopo una degenza acuta per ictus indicata da Medicare Severity Diagnosis Related Group codes da 061 a 066 (eFigure nel supplemento).¹³ Ulteriori criteri di inclusione includevano la copertura della Parte A di Medicare senza l’iscrizione a un’organizzazione di mantenimento sanitario nell’anno precedente e 1 mese dopo la dimissione per ictus dell’indice, residente nella comunità prima del ricovero per ictus dell’indice, e la piena mobilità e le misure di auto-cura funzionale al ricovero IRF e alla dimissione o al ricovero SNF e all’ultimo follow-up (eTabella 1 e eTabella 2 nel Supplemento).

Misure funzionali: Mobilità e cura di sé

I nostri metodi sono descritti più dettagliatamente nell’appendice del supplemento. Abbiamo utilizzato gli elementi di mobilità e di auto-cura dello strumento per la valutazione delle strutture di riabilitazione ospedaliera e del set di dati minimi 3.0 (eTabella 3 nel supplemento). Lo strumento per la valutazione delle strutture di riabilitazione ospedaliera comprende 5 voci di mobilità e 6 voci di auto-cura, con una scala di valutazione di 7 punti. Il Set di dati minimo 3.0 è composto da 6 elementi di mobilità con una scala di valutazione a 4 punti e 5 elementi di auto-cura con una scala di valutazione a 5 punti.

Abbiamo utilizzato le strisce pedonali sviluppate da Mallinson et al.¹⁴ per costruire punteggi funzionali di ammissione e di scarico comparabili per le impostazioni di cura post-operatoria.¹⁵ I punteggi al ricovero e alla dimissione per la mobilità e la cura di sé sono riportati su una scala da 0 a 100 punti, con punteggi più alti che indicano un maggiore stato funzionale. Questo metodo ha dimostrato la sua efficacia in diversi contesti.^16,17

Covariates

Le caratteristiche del paziente comprendono l’età al momento dell’ammissione all’IRF o all’SNF (cioè, 66-69, 70-74, 75-79, 80-84, o ≥85 anni), sesso, razza/etnia (cioè, bianco non ispanico, nero non ispanico, ispanico o altro), durata del soggiorno (LOS) in terapia intensiva (cioè, 1-3, 4-7, 8-11, 12-25, o ≥26 giorni), idoneità alla Medicaid, tipo di ictus (ischemico o emorragico) e qualsiasi soggiorno in terapia intensiva. La variabile razza/etnia è stata definita dal CMS ed è stata inclusa perché alcuni risultati differiscono tra gruppi razziali/etnici.¹⁸ Le 30 categorie di condizioni gerarchiche più frequenti del CMS per le comorbidità sono state identificate attraverso le diagnosi sulle richieste di ricovero dell’anno precedente e le diagnosi secondarie durante il ricovero per ictus dell’indice (eTable 4 e eTable 5 nel supplemento).¹⁹ Inoltre, abbiamo aggiunto 6 diagnosi relative alle funzioni cognitive (eTabella 6 nel supplemento). Le caratteristiche dell’ospedale comprendono la localizzazione (urbana o rurale), il tipo di ospedale (ad esempio, a scopo di lucro, senza scopo di lucro o altro), la presenza di letti oscillanti (sì o no), l’unità di riabilitazione all’interno dell’ospedale (sì o no), l’ospedale didattico (sì o no), il numero di dimissioni per ictus dall’ospedale indice nello stesso anno della dimissione per ictus indice e il numero di letti nell’ospedale indice.

Risultati

I risultati sono stati cambiamenti nella mobilità e nei punteggi di auto-cura durante il soggiorno IRF o SNF. Come risultato di controllo, abbiamo valutato la mortalità tra i 30 e i 365 giorni dopo la dimissione dall’ospedale. Abbiamo selezionato questo risultato per valutare quanto bene le tecniche analitiche controllate per eventuali differenze nello stato di salute sottostante tra i pazienti ricoverati all’IRF o all’SNF. L’ipotesi era che la mortalità in questo lasso di tempo sarebbe stata strettamente legata allo stato di salute e minimamente associata al tipo di struttura.

Analisi statistica

I dati sono stati analizzati dal 17 gennaio 2017 al 25 aprile 2019. Abbiamo iniziato con analisi bivariate non corrette di tutte le variabili confrontate tra le impostazioni IRF e SNF. Abbiamo usato diversi approcci analitici per controllare i potenziali confonditori tra le impostazioni IRF e SNF, tra cui l’analisi multivariabile, la ponderazione di probabilità inversa con punteggi di propensione e le analisi delle variabili strumentali. L’approccio multivariabile ha utilizzato i minimi quadrati ordinari, regolando per le covariate. Successivamente, abbiamo usato la ponderazione del trattamento di probabilità inversa con punteggi di propensione con e senza aggiustamenti multivariabili.

Il punteggio di propensione è stato generato con un modello di regressione logistica che utilizza una stima dell’effetto medio del trattamento²⁰ che ha incorporato tutte le covariate elencate nella eTabella 4 e nella eTabella 5 del Supplemento. Se alcune covariate nel modello del punteggio di propensione non erano bilanciate, abbiamo controllato ulteriormente per quelle covariate nei modelli di risultato. Successivamente, abbiamo utilizzato modelli gerarchici generali lineari ad effetti misti per tenere conto dei pazienti nidificati all’interno degli ospedali. Inoltre, abbiamo utilizzato modelli ordinari a minimi quadrati con ponderazione di trattamento a probabilità inversa, con punteggi di propensione corretti anche per le covariate sbilanciate, per confrontare l’esito dello stato funzionale (cioè, mobilità e cura di sé) alla dimissione da IRF o SNF.

Abbiamo utilizzato l’analisi delle variabili strumentali per regolare i fattori di confusione non misurati tra i pazienti e le strutture.²¹ Le variabili strumentali includevano la differenza nella distanza dall’ospedale per acuti all’IRF più vicino rispetto all’SNF più vicino, la differenza nella distanza dalla residenza del beneficiario all’IRF più vicino rispetto all’SNF più vicino, il numero di pazienti con ictus dimessi ad un IRF nella regione di riferimento dell’ospedale (HRR) nel 2013 fino al 2014, e la precedente assegnazione della sede di dimissione (IRF o SNF) per pazienti con lo stesso tipo di ictus dallo stesso ospedale per acuti (eTable 7 e eTable 8 nel supplemento ). Abbiamo stimato i parametri utilizzando la regressione a 2 stadi minimi quadrati.^22,23,24 Per il risultato di controllo della mortalità da 30 a 365 giorni, i parametri sono stati stimati a partire da modelli di inclusione residua in due fasi, perché il risultato è stato dicotomico. Infine, abbiamo calcolato i valori E per i punteggi di mobilità, i punteggi di auto-cura e la mortalità tra i pazienti ammessi all’IRF o all’SNF, per valutare la potenziale entità della confusione non misurata che potrebbe aver prodotto i risultati.¹⁰ I dati sono stati analizzati utilizzando il software statistico SAS versione 9.4 (SAS Institute). I valori di P erano a 2 code, e la significatività statistica è stata fissata a meno di .05.

Risultati

In totale sono stati inclusi nello studio 99-185 pazienti con ictus provenienti da 3405 ospedali, compresi 66-082 pazienti (66,6%) che hanno ricevuto la riabilitazione per l’ictus in un IRF e 33-103 pazienti (33,4%) che hanno ricevuto la riabilitazione per l’ictus in un SNF. La Tabella 1 presenta le differenze di base nelle caratteristiche dei pazienti tra quelli ammessi a IRF o SNF. Una percentuale più alta di donne è stata ammessa agli SNF (21-466 [64,8%] donne) rispetto agli IRF (36-462 [55,2%] donne) (P<<.001). Rispetto ai pazienti ammessi agli IRF, i pazienti ammessi agli SNF erano più anziani (età media [SD], 79,4 [7,6] anni contro 83,3 [7,8] anni; P<<<.001]), avevano una LOS ospedaliera più lunga (media [SD], 4,6 [3.0] giorni contro 5,9 [4,2] giorni; P<<.001], e aveva più comorbidità (media [SD], 2,8 [2,0] comorbidità contro 3,3 [2,1] comorbidità; P<.001) (Tabella 1; eTabella 4 nelSupplemento). La perdita in SNF è stata più di 2 volte superiore a quella in IRF (media [SD], 38,1 [24,1] giorni contro 15,2 [7,3] giorni).

f.Caratteristiche dei pazienti ammessi all’IRF e al FNS

Variabile	Pazienti, n. (%)		P Valorea
	IRF (n=66-082)	SNF (n = 33 103)
Età, media (SD), yb	79.4 (7.6)	83.3 (7.8)	<.001
66-69	7959 (12.0)	1869 (5.6)
70-74	11 994 (18.2)	3244 (9.8)
75-79	13 421 (20.3)	4931 (14.9)
80-84	13 931 (21.1)	6978 (21.1)
≥85	18 777 (28.4)	16 081 (48.6)
Sesso
Uomini	29 620 (44.8)	11 637 (35.2)	<.001
Donne	36 462 (55.2)	21 466 (64.8)
Razza/etnicità
Bianco non ispanico	52 826 (79.9)	26 775 (80.9)	<.001
Nero non ispanico	7753 (11.7)	3915 (11.9)
Ispanico	3202 (4.9)	1371 (4.1)
Altro	2301 (3.5)	1042 (3.1)
Tipo di corsa
Ischemico	58 872 (89.1)	29 272 (88.4)	.002
Emorragico	7210 (10.9)	3831 (11.6)
Durata del soggiorno in terapia intensiva, media (SD), db	4.6 (3.0)	5.9 (4.2)	<.001
1-3	28 099 (42.5)	9723 (29.4)
4-7	29 996 (45.4)	16 403 (49.6)
8-11	5839 (8.8)	4390 (13.3)
12-25	2066 (3.1)	2403 (7.3)
≥26	82 (0.1)	184 (0.6)
Punteggio della funzione di ammissione, media (SD)c
Mobilitàd	44.2 (7.4)	40.8 (9.4)	<.001
Cura di sée	45.0 (11.1)	41.9 (11.7)	<.001
N. di comorbidità, media (SD)b	2.8 (2.0)	3.3 (2.1)	<.001
Medicaid ammissibile	10 454 (15.8)	7222 (21.8)	<.001
Soggiornato in terapia intensiva o CCU	39 195 (59.3)	17 178 (51.9)	<.001
Ospedale urbano	60 114 (91.0)	28 207 (85.2)	<.001
Tipo di ospedale
Per il profitto	9480 (14.3)	4074 (12.3)	<.001
Senza scopo di lucro	48815 (73.9)	24 848 (75.1)
Altro	7787 (11.8)	4181 (12.6)
Letto basculante	1710 (2.6)	2023 (6.1)	<.001
Unità di riabilitazione in IRFf	40 742 (61.7)	14 657 (44.3)	<.001
Ospedale universitario	34 919 (52.8)	15 858 (47.9)	<.001
Scariche di ictus, No., media (SD)b	248.0 (175.9)	218.7 (174.8)	<.001
Letti d’ospedale, No., medio (SD)b	463.0 (329.2)	414.2 (332.0)	<.001

Latabella 2 presenta i punteggi di mobilità e auto-cura non regolata al momento del ricovero e della dimissione dei pazienti in IRF e SNF, insieme alla variazione dei punteggi tra il ricovero e la dimissione. Rispetto ai pazienti in IRF, i pazienti in SNF avevano punteggi medi più bassi per la mobilità (44,2 [95% IC, 44,1-44,3] punti contro 40,8 [95% IC, 40,7-40,9] punti) e l’auto-cura (45,0 [95% IC, 44,9-45,1] punti contro 41,8 [95% IC, 41.7-41,9] punti) all’ammissione e per la mobilità (55,8 [95% IC, 55,7-55,9] punti contro 44,4 [95% IC, 44,3-44,5] punti) e l’auto-cura (58,6 [95% IC, 58,5-58,7] punti contro 45,1 [95% IC, 45,0-45,2] punti) alla dimissione. I cambiamenti nei punteggi di mobilità e di auto-cura sono stati sostanzialmente maggiori tra i pazienti IRF. Per la mobilità, il cambiamento è stato di 11,6 (95% IC, 11,5-11,7) punti per i pazienti in IRF vs 3,5 (95% IC, 3,4-3,6) punti per quelli in SNF. Per l’auto-cura, il cambiamento è stato di 13,6 (95% IC, 13,5-13,7) punti contro 3,2 (95% IC, 3,1-3,3) punti.

Tabella 2.Risultati di ammissione e scarico non corretti

Punteggio	Media (95% CI)
	IRF		SNF
	Mobilità	Cura di sé	Mobilità	Cura di sé
All’ingresso	44.2 (44.1-44.3)	45.0 (44.9-45.1)	40.8 (40.7-40.9)	41.8 (41.7-41.9)
Allo scarico	55.8 (55.7-55.9)	58.6 (58.5-58.7)	44.4 (44.3-44.5)	45.1 (45.0-45.2)
Cambia	11.6 (11.5-11.7)	13.6 (13.5-13.7)	3.5 (3.4-3.6)	3.2 (3.1-3.3)

Dopo aver applicato i pesi del punteggio di propensione, la maggior parte dei dati demografici e delle comorbidità sono stati bilanciati tra IRF e SNF (49 su 52 variabili [94,2%]) (eTable 4 e eTable 5 nel supplemento). La tabella 3 presenta i risultati dell’ictus in base ai punteggi di mobilità e di dimissione per i pazienti in IRF o SNF. Indipendentemente dal metodo di aggiustamento covariato, i pazienti con ictus dimessi dall’IRF avevano punteggi di mobilità e di auto-cura più elevati rispetto a quelli dimessi dall’SNF. Nell’analisi di aggiustamento multivariato, la differenza media (SE) nei punteggi tra i pazienti con IRF e SNF è stata di 7,8 (0,05) punti per la mobilità e 9,7 (0,06) punti per l’auto-cura. Nel modello di ponderazione multivariata multivariata a più livelli, la differenza media (SE) nei punteggi tra i pazienti di IRF e SNF è stata di 8,0 (0,04) punti per la mobilità e di 9,9 (0,05) punti per l’auto-cura. I risultati delle analisi delle variabili strumentali sono riassunti nella Tabella 3 e mostrano risultati simili, anche per distanza differenziale dall’ospedale per acuti all’IRF o all’SNF più vicini (differenza media [SE]: punteggio per la mobilità, 8,2 [0,34] punti; punteggio per l’auto-cura, 9,8 [0,39] punti), per distanza differenziale dalla residenza del paziente all’IRF o all’SNF più vicini (differenza media [SE]: punteggio per la mobilità, 5.6 [0,63] punti; punteggio di auto-cura, 8,7 [0,72] punti), per percentuale di IRF all’interno dell’HRR dell’ospedale per acuti (differenza media [SE]: punteggio di mobilità, 10,4 [0,21] punti; punteggio di auto-cura, 11,9 [0,25] punti), e per precedente assegnazione IRF o SNF per tipo di ictus all’interno di ogni ospedale (differenza media [SE]: punteggio di mobilità, 9,2 [0,30] punti; punteggio di auto-cura, 10,7 [0,34] punti). In tutti i modelli, i cambiamenti nei punteggi di mobilità e di auto-cura per i pazienti dimessi dall’IRF sono stati almeno 2 volte superiori a quelli dei pazienti dimessi dall’SNF.

a.Variazione del punteggio dall’ammissione alla dimissione in IRF e SNF

Analisi	Punteggio, Media (SE)
	IRF		SNF		Differenza
	Mobilità	Cura di sé	Mobilità	Cura di sé	Mobilità	Cura di sé
Metodo di stima
Non regolato	11.6 (0.03)	13.6 (0.04)	3.5 (0.03)	3.2 (0.04)	8.0 (0.05)	10.4 (0.06)
Regolazione multivariata	11.5 (0.03)	13.4 (0.03)	3.7 (0.04)	3.7 (0.05)	7.8 (0.05)	9.7 (0.06)
Modelli di punteggio di propensione
Regolazione IPTW multivariataa	11.5 (0.03)	13.4 (0.03)	3.5 (0.03)	3.4 (0.03)	8.0 (0.04)	9.9 (0.05)
Regolazione multivariata IPTW multivariata a più livelli	11.4 (0.03)	13.2 (0.04)	3.4 (0.03)	3.4 (0.04)	8.0 (0.04)	9.9 (0.05)
Analisi delle variabili strumentali
Distanza differenziale dall’acuto al più vicino IRF o SNF	11.7 (0.12)	13.4 (0.13)	3.4 (0.23)	3.6 (0.26)	8.2 (0.34)	9.8 (0.39)
Distanza differenziale dal beneficiario al più vicino IRF o SNF	10.8 (0.21)	13.1 (0.24)	5.2 (0.42)	4.4 (0.48)	5.6 (0.63)	8.7 (0.72)
Percentuale di IRF all’interno della regione di riferimento dell’ospedale per acuti	12.4 (0.07)	14.2 (0.09)	2.0 (0.14)	2.2 (0.16)	10.4 (0.21)	11.9 (0.25)
Precedenti assegnazioni IRF o SNF per tipo di ictus all’interno di ogni ospedale	12.0 (0.10)	13.7 (0.12)	2.8 (0.20)	3.0 (0.23)	9.2 (0.30)	10.7 (0.34)

Al fine di valutare la capacità delle varie tecniche analitiche di adattarsi ai confonditori non misurati, abbiamo valutato la mortalità tra i 30 e i 365 giorni come risultato del controllo(Tabella 4). Nelle analisi non corrette, i pazienti con ictus dimessi dall’IRF avevano una mortalità inferiore rispetto a quelli dimessi dall’SNF (17,5% vs 30,5%, OR, 0,48 [95% CI, 0,46-0,49]). L’aggiustamento per le caratteristiche del paziente e dell’ospedale in un modello di aggiustamento multivariato ha aumentato l’OR a 0,72 (95% IC, 0,69-0,74), che è stato simile ai risultati dei modelli di propensione ponderati per la probabilità inversa (adjusted odds ratio, 0,75 [95% CI, 0,72-0,77]). Al contrario, i 4 modelli variabili strumentali hanno portato a quote di mortalità più vicine a 1,0, con gli OR che vanno da 0,92 (95% CI, 0,76-1,11) quando regolati per la precedente assegnazione IRF o SNF per tipo di ictus all’interno di ogni ospedale a 1,25 (95% CI, 0,88-1,76) quando regolati dalla distanza differenziale dalla residenza del paziente all’IRF o SNF più vicina (Tabella 4).

Tabella 4.Da 30 a 365-d Mortalità da dimissioni ospedaliere tra IRF e SNF

Analisi	Rapporto di probabilità (95% CI)
Metodo di stima
Non regolato	0.48 (0.46-0.49)
Regolazione multivariata	0.72 (0.69-0.74)
Modello di punteggio di propensione
Regolazione IPTW multivariata	0.75 (0.72-0.77)
Regolazione multivariata IPTW multivariata a più livelli	0.72 (0.69-0.74)
Variabile strumentale
Distanza differenziale dall’acuto al più vicino IRF o SNF	1.01 (0.82-1.23)
Distanza differenziale dal beneficiario al più vicino IRF o SNF	1.25 (0.88-1.76)
Percentuale di IRF con la regione di riferimento dell’ospedale acuto	1.02 (0.89-1.17)
Precedenti assegnazioni IRF o SNF per tipo di ictus all’interno di ogni ospedale	0.92 (0.76-1.11)

Infine, per ogni risultato, abbiamo calcolato il valore E per valutare la forza minima di associazione che un cofondatore non misurato avrebbe dovuto avere con l’esito e l’impostazione della cura postacute per eliminare l’associazione tra l’impostazione della cura postacute e ogni risultato (eTable 9 nel Supplemento). Il limite inferiore di fiducia del valore E è stato di 4,0 per il cambiamento della mobilità e di 4,2 per i punteggi di auto-cura. Valori E così grandi indicano che l’associazione tra il cambiamento del punteggio della funzione e l’impostazione dell’assistenza post-operatoria che abbiamo osservato è stata forte.¹⁰

Discussione

Attualmente, il processo decisionale nella selezione dei servizi di assistenza post-operatoria è fortemente influenzato da fattori non clinici.^{25,26,27,28,29,30} Ciò è dimostrato dalla sostanziale variazione geografica delle proporzioni dei pazienti con ictus scaricati a IRF o SNF.²⁸ La scelta è associata a misure di disponibilità, come la distanza dalla struttura più vicina.²⁹ L’associazione dell’uso di IRF vs SNF con questi fattori non clinici permette agli investigatori di utilizzarli come strumenti in un’analisi delle variabili strumentali, che dovrebbe controllare meglio i fattori di confusione non misurati che potrebbero influenzare la scelta di IRF vs SNF.

La ricerca comparativa relativa ai risultati funzionali per le persone con ictus che ricevono riabilitazione in IRF vs SNF è limitata, a nostra conoscenza. Una recente revisione sistematica ha riportato migliori risultati funzionali e costi più elevati per i pazienti con IRF rispetto a quelli con SNF e ha sottolineato la necessità di ulteriori ricerche.⁴ Una ricerca limitata ha riportato risultati funzionali generalmente migliori associati ai pazienti in IRF vs SNF dopo un ictus.^4,29,31,32 I risultati del nostro studio sostengono questa tendenza. Nei 4 modelli variabili strumentali, le differenze nel miglioramento dei punteggi di mobilità tra i pazienti IRF e SNF tra 5 e 10 punti e per i punteggi di auto-cura, la differenza era tra 8 e 12 punti. Una differenza di 10 punti nell’auto-cura in un IRF è la differenza tra la valutazione di un paziente che ha bisogno di massima assistenza e quella che ha bisogno di supervisione. L’assistenza massima richiede che un’altra persona assista fisicamente il paziente. La necessità di supervisione comporta semplicemente la presenza di un’altra persona per monitorare l’attività, ma non per fornire assistenza fisica, a meno che non sia necessaria. I pazienti al livello di supervisione necessaria sono di solito pronti per la dimissione a casa, mentre i pazienti che necessitano della massima assistenza richiederanno un’assistenza continuativa in istituto o un supporto infermieristico a domicilio dopo la dimissione dall’assistenza post-operatoria.^32,33

Abbiamo anche trovato differenze nei risultati funzionali tra IRF e SNF utilizzando la regressione logistica e i punteggi di propensione. Tuttavia, l’incapacità di tecniche più analitiche per eliminare le differenze nel risultato di controllo della mortalità tra i 30 e i 365 giorni suggerisce che questi approcci non hanno eliminato i pregiudizi di selezione. Questo modello è coerente con precedenti studi di efficacia comparativa utilizzando dati osservazionali^7,8,9 e rafforza l’opinione che tali tecniche dovrebbero essere evitate di fronte a forti pregiudizi di selezione.

Il nostro studio aggiunge alla letteratura scientifica accumulata che migliori risultati funzionali, come la mobilità e la cura di sé, sono associati alla dimissione da IRF vs SNF tra i sopravvissuti all’ictus.^4,29,31,32 Questo non è stato vero per altre condizioni, come la frattura dell’anca o la sostituzione dell’articolazione.³⁴ Uno studio di Mallinson et al.³⁴ Confrontando i risultati della mobilità e dell’auto-cura, che sono stati misurati nello stesso modo del nostro studio, tra i pazienti con frattura dell’anca che ricevono la riabilitazione da IRF, SNF o agenzie sanitarie domiciliari, non sono state riscontrate differenze statisticamente significative nei modelli completamente adattati. La differenza nei risultati dello studio Mallinson et al.³⁴ e il nostro studio potrebbe essere legato a molti fattori. Riteniamo che la differenza di condizioni (ad esempio, frattura dell’anca e sostituzione dell’articolazione rispetto all’ictus) sia la spiegazione più plausibile.

L’ictus è una condizione neurologica complessa che colpisce più sistemi corporei e che richiede una riabilitazione intensiva da diverse discipline con diverse aree di competenza. Un IRF è progettato per fornire una riabilitazione intensiva a pazienti complessi che necessitano di cure specialistiche. Per implementare in modo efficace e sicuro il pagamento unificato nelle cure post-operatorie,³ sarà necessario riconoscere le differenze nelle esigenze di riabilitazione dei pazienti con ictus e altre condizioni complesse. La regola del 60% del CMS identifica 13 condizioni diagnostiche che classificano una struttura come IRF per il rimborso Medicare.³⁵ L’ictus è la categoria più ampia di queste condizioni, con il 20,5% di tutti i pazienti in IRF nel 2017.⁶

Le analisi delle variabili strumentali di questo studio descrivono i risultati del paziente marginale, cioè quei pazienti che ragionevolmente avrebbero potuto essere dimessi sia ad un IRF che ad un SNF. L’ipotesi è che ci sono pazienti agli estremi dello spettro che hanno un’alta probabilità di essere dimessi a un IRF o SNF, ma che ci sono anche pazienti nel mezzo che potrebbero andare a uno dei due e per i quali la scelta è influenzata da fattori non clinici. Non è possibile misurare direttamente la dimensione della popolazione dei pazienti marginali. In uno studio sulla spesa Medicare e sui risultati dopo la cura post-operatoria per ictus e frattura dell’anca, Buntin et al.³⁶ ha stimato la percentuale o i pazienti marginali tra il 20% e il 30% dei pazienti con frattura dell’anca o ictus. Un modo per stimare la dimensione della popolazione di pazienti marginali è quello di esaminare la distribuzione in percentuale di variazione dei pazienti con ictus scaricati ad un IRF o SNF tra gli HRR. L’ipotesi è che la salute sottostante dei pazienti con ictus varierebbe in qualche modo tra le HRR, ma non in modo marcato, e che la variazione riflette la disponibilità locale dei 2 tipi di strutture insieme ad altre questioni di cultura medica. I nostri risultati sono simili a quelli di Buntin et al.³⁶ stimato come percentuale di pazienti con ictus marginale e frattura dell’anca. Le nostre scoperte e le ricerche di Buntin et al.³⁶ indicano che potrebbe essere possibile migliorare la nostra capacità di individuare candidati adeguati per i servizi specializzati ad alta intensità forniti negli IRF.

Ulteriori ricerche sono necessarie per confermare i nostri risultati e per identificare se una delle altre 13 condizioni identificate dal CMS come diagnosi prioritaria per la ricezione di servizi in IRF (la regola del 60%) può anche mostrare differenze nei risultati funzionali basati sul trattamento in IRF vs SNF. I nostri risultati hanno anche implicazioni per quanto riguarda l’IMPACT Act.³ Gli studi che confrontano gli esiti funzionali per tutti i pazienti dimessi per cure post-operatorie possono essere effetti di trattamento mancanti che compaiono solo in alcuni gruppi di persone con disabilità che richiedono la riabilitazione intensa o specializzata disponibile negli IRF.³⁰ Per molte dimissioni ospedaliere, l’impostazione dell’assistenza post-operatoria può non avere importanza, ma i nostri risultati suggeriscono che, per almeno un terzo dei pazienti con ictus, la dimissione a un IRF vs SNF è stata associata a una differenza significativa nella cura di sé e nella mobilità al momento della dimissione.

Come la legge sull’impatto³ e il pagamento unificato sono implementati, sarà importante identificare accuratamente i sottogruppi e i pazienti target che farebbero meglio in un contesto rispetto ad un altro. Le attuali regole del CMS per l’identificazione dei pazienti prioritari per gli IRF sono un buon inizio, ma rimangono delle sfide, come la grande disparità nella disponibilità di IRF vs SNF. Un’altra preoccupazione è l’attuale differenza di costo tra le impostazioni di assistenza post-operatoria. La Medicare Payment Advisory Commission riferisce^6,37 dimostrano costantemente che i costi dell’IRF sono più elevati di quelli del FNS e della salute domestica. In un sistema di pagamento unificato, ci sarebbero incentivi finanziari per spostare i pazienti ad alto costo, come i pazienti con ictus e altre condizioni mediche complesse, verso opzioni di assistenza post-operatoria più economiche. Sarà necessaria un’efficace supervisione amministrativa per garantire che i pazienti ricevano le cure adeguate nel giusto contesto.

Limitazioni

Questo studio ha dei limiti. I nostri risultati si basano sui file Medicare solo per le impostazioni IRF e SNF e non sono applicabili alla riabilitazione dell’ictus in altre sedi post-cute (ad esempio, assistenza sanitaria domiciliare, ospedali a lungo termine o assistenza ambulatoriale). Non siamo stati in grado di esaminare le funzioni cognitive prima e dopo l’ictus, la gravità dell’ictus o la sua localizzazione. Il numero di elementi per misurare le funzioni cognitive nei protocolli di valutazione IRF e SNF è piccolo, e le nostre analisi preliminari per sviluppare un crosswalk calibrato hanno rivelato una bassa precisione.^16,38 Abbiamo invece incluso diagnosi associate a disfunzioni cognitive nelle comorbidità controllate (eTabella 6 nel supplemento). Lo sviluppo di una misura standardizzata delle funzioni cognitive è un’area importante per la ricerca futura ed è inclusa come parte dell’IMPACT Act.³ Le indagini precedenti hanno costantemente riportato che i costi per i servizi di riabilitazione forniti negli SNF sono significativamente più bassi rispetto agli IRF, anche se si considerano le perdite di tempo più lunghe associate agli SNF.^4,36 Non abbiamo effettuato confronti dei costi o analisi dei costi-benefici associati ai risultati nelle 2 impostazioni di postacuzione. Questo è un argomento importante per la ricerca futura.

Conclusioni

Questo studio di coorte ha rilevato che i beneficiari di Medicare che hanno ricevuto servizi presso un IRF dopo un ictus hanno dimostrato un maggiore miglioramento della mobilità e della cura di sé rispetto ai pazienti che hanno ricevuto una riabilitazione ospedaliera presso un SNF. Una differenza significativa nel miglioramento funzionale è rimasta dopo aver tenuto conto delle caratteristiche del paziente, cliniche e della struttura al momento del ricovero. I nostri risultati indicano la necessità di gestire attentamente la dimissione per la cura post-operatoria in base alle esigenze del paziente e al potenziale di recupero. Riforma dell’assistenza post-operatoria basata sulla legge IMPATTO³ deve evitare un sistema di pagamento che sposti i pazienti affetti da ictus che potrebbero beneficiare di una riabilitazione intensiva in regime di ricovero ospedaliero verso impostazioni di costo più basse.

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