Paski I reprezentują 95% przedziały ufności. Ryc. 2. Ryc. 2. Skorygowana 30-dniowa śmiertelność wśród beneficjentów Medicare hospitalizowanych z powodu ostrego zawału mięśnia sercowego lub zatrzymania akcji serca po datach maratonu i datach niezamaterialnych w szpitalach i szpitalach kontrolnych dotkniętych maratonem. Analiza została dostosowana do płci beneficjenta, wieku, rasy, 10 chorób przewlekłych, średni dochód gospodarstwa domowego w obszarze kodu pocztowego, interakcja między miastem a dniem maratonu oraz ustalone skutki dla szpitala. Oddzielne modele zostały oszacowane dla szpitali i szpitali kontrolowanych przez maraton. Paski I reprezentują 95% przedziały ufności.
Niedostosowana 30-dniowa umieralność była większa wśród beneficjentów przyjmowanych do szpitali dotkniętych maratonem w czasie maratonu niż wśród beneficjentów przyjmowanych w dniach niemaratonu, ale nie było tak w przypadku beneficjentów dopuszczonych do kontrolowania szpitali (ryc. 1). Wśród beneficjentów przyjmowanych do szpitali dotkniętych maratonem, niedostosowana 30-dniowa umieralność wyniosła 28,2% (323 zgony w 1145 hospitalizacji) w dniach maratonów w porównaniu do 24,9% (2757 zgonów w 11,074 hospitalizacji) w datach niezamieszkanych (bezwzględna różnica ryzyka, 3,3 punktu procentowego; % przedział ufności [CI], 0,7 do 6,0, P = 0,01, względna różnica ryzyka, 13,3%). Po skorygowaniu o współzmienne, skorygowana 30-dniowa śmiertelność wśród beneficjentów przyjętych do szpitali dotkniętych maratonem w dniu maratonu była znacznie wyższa niż wśród beneficjentów przyjmowanych w dniach niemaratonu (28,6% [95% CI, 26,1 do 31,1] vs. 24,9 [95% CI 24,1 do 25,6], bezwzględnie skorygowana różnica ryzyka, 3,7 punktu procentowego [95% CI, od 1,1 do 6,4]) (rys. 2 i rys. S1 w dodatkowym dodatku). Skorygowana śmiertelność wśród beneficjentów dopuszczonych do kontrolowania szpitali w datach maratonu była podobna jak w przypadku beneficjentów przyjmowanych w dniach niezamieszkania (25,0 [95% CI, 23,6 do 26,4] i 24,7% [95% CI, 24,3 do 25,2], bezwzględnie dostosowane ryzyko różnica, 0,3 punktu procentowego [95% CI, -1,2 do 1,8]).
Nasze wyniki były podobne w analizie podgrup, która obejmowała tylko tych beneficjentów, którzy prawdopodobnie nie byli maratończykami. W przeglądzie lokalnych gazet nie znaleźliśmy żadnych dowodów na to, że śmiertelność była większa wśród biegaczy w tygodniu po maratonie niż w tygodniu poprzedzającym maraton, co sugeruje, że nasze główne ustalenia nie były skutkiem śmierci wśród maratończyków. Wykorzystanie alternatywnych punktów końcowych śmiertelności i różnych założeń dotyczących modelowania oraz uwzględnienie dodatkowych maratonów w naszych analizach nie miało wpływu na nasze wyniki. W teście permutacji obserwowana wyższa śmiertelność wśród pacjentów hospitalizowanych na datach maratonu niż na datach niezmarłowanych była większa niż wielkość efektu zaobserwowana w 99,4% z 1000 replikacji w analizie przeprowadzonej w celu porównania, czy różnica w śmiertelności może być oczekiwana od samej szansy . (Patrz także rys. S1 i S2 oraz tabele od S2 do S4 w dodatkowym dodatku).
Możliwe przyczyny
Lokalizacja szpitala była silnie skorelowana między datami maratonu a datami pozasmaratkowymi (współczynnik korelacji Spearmana, 0,91: P <0,001), co sugeruje, że pacjenci nie byli przyjmowani do różnych szpitali podczas maratonów
[patrz też: endometrioza iv stopnia, Fordanserki, agencja statystów ]
Powiązane tematy z artykułem: agencja statystów endometrioza iv stopnia Fordanserki