افرادی که دچار بیماری حاد روانی هستند، به خصوص در کسانی که با رفتار آشفته یا خشونت‌آمیز همراه است، ممکن است به تسکین دهنده دارویی فوری یا آرام‌سازی نیاز داشته باشند. دروپریدول (droperidol)، آنتی‌سایکوتیک بوتیروفنون (butyrophenone)، برای این منظور در چندین کشور استفاده شده است.

تخمین تاثیرات دروپریدول، از جمله هزینه‐اثربخشی آن در مقایسه با دارونما (placebo)، درمان‌های استاندارد یا غیر‐استاندارد دیگر یا اشکال مدیریت بیماری روانی در کنترل رفتار به شدت آشفته و کاهش نشانه‌های سایکوز در افراد دارای بیماری‌های شبیه اسکیزوفرنی.

جست‌وجوهای قبلی را با جست‌وجو در پایگاه ثبت گروه اسکیزوفرنی در کاکرین (Cochrane Schizophrenia Group Register)؛ (۱۸ دسامبر ۲۰۱۵) به‌روز کردیم. منابع تمام مطالعات شناسایی شده را برای یافتن استنادات بیشتر از کارآزمایی‌ها جست‌وجو کردیم و با نویسندگان کارآزمایی‌ها تماس گرفتیم. این جست‌وجوهای الکترونیکی را به صورت جست‌وجوی دستی فهرست منابع تکمیل کردیم و هم با شرکت داروسازی و هم با نویسندگان مرتبط تماس گرفتیم.

تمام کارآزمایی‌های تصادفی‌سازی و کنترل شده (randomised controlled trials; RCTs) و دارای داده‌های قابل استفاده را که دروپریدول را با هر درمان دیگر در افراد به شدت بیمار مبتلا به بیماری مشکوک حاد روانی، از جمله اسکیزوفرنی، اختلال اسکیزوافکتیو، اختلالات عاطفی مختلط، مرحله مانیک اختلال دو قطبی یا اپیزود روانی مختصر مقایسه کردند، وارد مرور کردیم.

برای مطالعات وارد شده، کیفیت و خطر سوگیری (bias) را ارزیابی و داده‌ها را استخراج کردیم. داده‌هایی را که در آنها بیش از ۵۰% از شرکت‌کنندگان در هر گروه برای پیگیری از دست رفته‌اند، حذف کردیم. برای پیامدهای دو‐حالتی، تخمین‌های استانداردی از خطر نسبی (RR) و ۹۵% فاصله اطمینان (CI) متناظر آنها را محاسبه کردیم. با استفاده از رویکرد درجه‌‏بندی توصیه‏، ارزیابی، توسعه و ارزشیابی (GRADE) جدول «خلاصه‌ای از یافته‌ها» را درست کردیم.

چهار کارآزمایی مرتبط را در جست‌وجوی به‌روز شده شناسایی کردیم (نسخه‌های قبلی این مرور فقط دو کارآزمایی را انتخاب کرد). هنگامی که دروپریدول با دارونما (placebo) مقایسه شد، برای پیامد تسکین دهنده یا خواب ۳۰ دقیقه‌ای، شواهدی از تفاوت آشکار پیدا کردیم (۱ RCT؛ ۲۲۷ = N؛ RR: ۱,۱۸؛ ۹۵% CI؛ ۱.۰۵ تا ۱.۳۱؛ شواهد با کیفیت بالا). یک اثبات روشن از کاهش خطر نیاز به داروی اضافی بعد از ۶۰ دقیقه برای گروه دروپریدول وجود داشت (۱ RCT؛ ۲۲۷ = N؛ RR: ۰,۵۵؛ ۹۵% CI؛ ۰.۳۶ تا ۰.۸۵؛ شواهد با کیفیت بالا). شواهدی که نشان دهد دروپریدول نسبت به دارونما، باعث آریتمی قلبی‌عروقی (۱ RCT؛ ۲۲۷ = N؛ RR: ۰,۳۴؛ ۹۵% CI؛ ۰.۰۱ تا ۸.۳۱؛ شواهد با کیفیت متوسط) و انسداد راه هوایی تنفسی (۱ RCT؛ ۲۲۷ = N؛ RR: ۰,۶۲؛ ۹۵% CI؛ ۰.۱۵ تا ۲.۵۲؛ شواهد با کیفیت پائین) می‌شود، وجود نداشت. از لحاظ آماده شدن برای ترخیص، هیچ تفاوت آشکاری بین گروه‌ها وجود نداشت (۱ RCT؛ ۲۲۷ = N؛ RR: ۱,۱۶؛ ۹۵% CI؛ ۰.۹۰ تا ۱.۴۸؛ شواهد با کیفیت بالا). هیچ داده‌ای درباره وضعیت روانی و هزینه‌ها وجود نداشت.

به طور مشابهی، وقتی دروپریدول با هالوپریدول (haloperidol) مقایسه شد، برای پیامد مربوط به تسکین دهنده یا خواب ۳۰ دقیقه‌ای، شواهدی از تفاوت آشکار یافتیم (۱ RCT؛ ۲۲۸ = N؛ RR: ۱,۰۱؛ ۹۵% CI؛ ۰.۹۳ تا ۱.۰۹؛ شواهد با کیفیت بالا). دلایل روشنی حاکی از کاهش خطر نیاز به داروی اضافی در ۶۰ دقیقه بعد برای شرکت‌کنندگان گروه دروپریدول وجود داشت (۲ RCT؛ ۲۵۵ = N؛ RR: ۰,۳۷؛ ۹۵% CI؛ ۰.۱۶ تا ۰.۹۰؛ شواهد با کیفیت بالا). هیچ شواهدی که نشان دهد دروپریدول نسبت به هالوپریدول، باعث هیپوتانسیون قلبی‌عروقی (۱ RCT؛ ۲۲۸ = N؛ RR: ۲,۸۰؛ ۹۵% CI؛ ۰.۳۰ تا ۲۶.۴۹؛ شواهد با کیفیت متوسط) و هیپوتانسیون قلبی‌عروقی/عدم اشباع (۱ RCT؛ ۲۲۸ = N؛ RR: ۲,۸۰؛ ۹۵% CI؛ ۰.۱۲ تا ۶۷.۹۸، شواهد با کیفیت پائین) می‌شود، وجود نداشت. شواهدی که نشان دهد استفاده از دروپریدول ناامن بود، وجود نداشت. برای وضعیت روانی، شواهدی درباره تفاوت آشکار بین اثربخشی دروپریدول در مقایسه با هالوپریدول وجود نداشت (مقیاسی برای تعیین شدت نشانه روان‌پریشی (Quantification of Psychotic Symptom Severity)؛ ۱ RCT؛ ۴۰ = N؛ تفاوت میانگین (MD): ۰,۱۱؛ ۹۵% CI؛ ۰.۰۷‐ تا ۰.۲۹؛ شواهد با کیفیت پائین). هیچ داده‌ای درباره استفاده از خدمات و هزینه‌ها وجود نداشت.

با این حال، هنگامی که دروپریدول با میدازولام (midazolam) مقایسه شد، برای پیامد تسکین دهنده یا خواب ۳۰ دقیقه‌ای، دریافتیم که دروپریدول منجر به آرامش حاد کمتری نسبت به میدازولام می‌شود (۱ RCT؛ ۱۵۳ = N؛ RR: ۰,۹۶؛ ۹۵% CI؛ ۰.۷۲ تا ۱.۲۸؛ شواهد با کیفیت بالا). با توجه به نیاز به داروی اضافی در ۶۰ دقیقه پس از آرام‌بخش کافی اولیه، یک تاثیر یافتیم (۱ RCT؛ ۱۵۳ = N؛ RR: ۰,۵۴؛ ۹۵% CI؛ ۰.۲۴ تا ۱.۲۰؛ شواهد با کیفیت متوسط). از نظر عوارض جانبی، تفاوتی که دارای اهمیت آماری باشد بین دو دارو هم برای انسداد راه هوایی (۱ RCT؛ ۱۵۳ = N؛ RR: ۰,۱۳؛ ۹۵% CI؛ ۰.۰۱ تا ۲.۵۵؛ شواهد با کیفیت پائین) هم برای هیپوکسی تنفسی (۱ RCT؛ ۱۵۳ = N؛ RR: ۰,۷۰؛ ۹۵% CI؛ ۰.۱۶ تا ۳.۰۳؛ شواهد با کیفیت متوسط) نیافتیم؛ اما استفاده از میدازولام در سه نفر (در تقریبا بیش از ۷۰ نفر) باعث نیاز به نوعی مدیریت راه هوایی با چنین عوارضی در گروه دروپریدول شد. هیچ داده‌ای درباره وضعیت روانی، استفاده از خدمات و هزینه‌ها وجود نداشت.

به علاوه، وقتی دروپریدول با الانزاپین (olanzapine) مقایسه شد، برای پیامد تسکین دهنده یا خواب در هر لحظه، تفاوت‌های آشکاری بین داروهای قدیمی‌تر (دروپریدول) و الانزاپین نیافتیم (به عنوان مثال در ۳۰ دقیقه: ۱ RCT؛ ۲۲۱ = N؛ RR: ۱,۰۲؛ ۹۵% CI؛ ۰.۹۴ تا ۱.۱۱؛ شواهد با کیفیت بالا). شواهدی وجود داشت که نشان می‌داد شرکت‌کنندگان اختصاص داده شده به دروپریدول، نسبت به افرادی که الانزاپین دریافت کردند، به داروی اضافی کمتری پس از ۶۰ دقیقه نیاز دارند (۱ RCT؛ ۲۲۱ = N؛ RR: ۰,۵۶؛ ۹۵% CI؛ ۰.۳۶ تا ۰.۸۷؛شواهد با کیفیت بالا). هیچ شواهدی که نشان دهد دروپریدول نسبت به الانزاپین، باعث آریتمی قلبی‌عروقی (۱ RCT؛ ۲۲۱ = N؛ RR: ۰,۳۲؛ ۹۵% CI؛ ۰.۰۱ تا ۷.۸۸؛ شواهد با کیفیت متوسط) و انسداد راه هوایی تنفسی (۱ RCT؛ ۲۲۱ = N؛ RR: ۰,۹۷؛ ۹۵% CI؛ ۰.۲۰ تا ۴.۷۲؛ شواهد با کیفیت پائین) می‌شود، وجود نداشت. برای آماده شدن از نظر ترخیص، هیچ تفاوتی بین گروه‌ها وجود نداشت (۱ RCT؛ ۲۲۱ = N؛ RR: ۱,۰۶؛ ۹۵% CI؛ ۰.۸۳ تا ۱.۳۴؛ شواهد با کیفیت بالا). هیچ داده‌ای درباره وضعیت روانی و هزینه‌ها وجود نداشت.

پیش از این، استفاده از دروپریدول به جای شواهد به دست آمده از کارآزمایی‌های تصادفی‌سازی شده که به خوبی انجام و گزارش شده‌اند، بر اساس تجربه تایید شده بود. با این حال، این نسخه به‌روز شده برای حمایت از استفاده از دروپریدول برای بیماران حاد روانی، شواهدی با کیفیت بالا با حداقل خطر سوگیری (bias) پیدا کرد. هم‌چنین، هیچ شواهدی که نشان دهد دروپریدول نباید گزینه درمانی برای افراد به شدت بیمار و آشفته دارای بیماری‌های روانی جدی باشد، نیافتیم.

افراد مبتلا به بیماری‌های روانی جدی، نه ‌تنها در یک دوره طولانی، دچار زوال کارکرد و عملکرد روز به روز خود می‌شوند، بلکه هم چنین شواهد حکایت از این دارد که این افراد در معرض خطر بیشتر ابتلا به بیماری‌های دهانی و درمان‌های دهانی نسبت به جمعیت عمومی هستند. بهداشت بد و ضعیف دهان و دندان، با بیماری‌های قلبی کرونری، دیابت و بیماری‌های تنفسی ارتباط دارد، هم‌چنین بهداشت بد و ضعیف دهان، بر کیفیت زندگی تاثیر دارد و کارکرد روزمره زندگی را مانند خوردن، استراحت، ظاهر فرد، پذیرش اجتماعی و اعتماد به نفس او تحت تاثیر قرار می‌دهد. سلامت دهان و دندان، معمولا در افراد مبتلا به بیماری‌های روانی جدی، مهم تلقی نمی‌شود و اولویتی برای آن قائل نمی‌شوند.

مرور تاثیرات آموزش سلامت دهان و دندان (توصیه‌ها و آموزش‌های عملی) با یا بدون پایش در افراد مبتلا به بیماری‌های روانی جدی.

پایگاه ثبت کارآزمایی‌های گروه اسکیزوفرنی در کاکرین (Cochrane Schizophrenia Group) (۵ نوامبر ۲۰۱۵) را جست‌وجو کردیم، داده‌های این مرکز مبتنی بر جست‌وجوی منظم در این پایگاه‌ها است: MEDLINE؛ EMBASE؛ CINAHL؛ BIOSIS؛ AMED؛ PubMed؛ PsycINFO و پایگاه‌های ثبت کارآزمایی‌های بالینی. هیچ محدودیت زبانی، تاریخی، محدودیت درباره وضعیت انتشار یا نوع مدارک برای انتخاب رکوردها در این پایگاه ثبت قائل نشدیم.

معیار انتخاب ما همه کارآزمایی‌های تصادفی‌سازی و کنترل شده‌ای بود که در آنها آموزش سلامت دهان و دندان (توصیه‌ها و آموزش عملی) با یا بدون پایش در افراد مبتلا به بیماری‌های روانی جدی بررسی شده بود.

ما داده‌ها را به‌طور مستقل از هم استخراج کردیم. برای پیامدهای دو‐حالتی، خطر نسبی (RR) و ۹۵% فاصله اطمینان (CI) آن را بر اساس قصد درمان (intention‐to‐treat) محاسبه کردیم. برای داده‌های پیوسته، تفاوت میانگین (MD) بین گروه‌ها و ۹۵% CI آنها را تخمین زدیم. از مدل اثر‐ثابت برای تجزیه‌وتحلیل‌ها استفاده کردیم. خطر سوگیری (bias) را برای مطالعات وارد شده ارزیابی و جداول «خلاصه‌ای از یافته‌ها» را با استفاده از درجه‌‏بندی توصیه‏، ارزیابی، توسعه و ارزشیابی (GRADE) ایجاد کردیم.

سه کارآزمایی تصادفی‌سازی و کنترل شده (randomised controlled trials; RCTs) با ۱۳۵۸ شرکت‌کننده را وارد کردیم. هیچ یک از مطالعات، داده‌های قابل استفاده برای پیامدهای کلیدی را فراهم نکرده بودند، یعنی یک دندانپزشک در سال گذشته شرکت‌کنندگان را ویزیت نکرده بود، هم‌چنین شرکت‌کنندگان دو بار در روز مسواک نزده بودند و گزارشی از حوادث جانبی مهم به لحاظ بالینی و درد مزمن و استفاده از خدمات وجود نداشت. البته داده‌ها درباره ترک زودهنگام مطالعه و تغییر در نمرات شاخص پلاک (plaque index scores) موجود بود.

آموزش سلامت دهان در مقایسه با مراقیت استاندارد

وقتی «آموزش سلامت دهان» با مراقبت‌های استاندارد مقایسه شد، تفاوت آشکاری میان گروه‌ها از نظر تعداد افرادی که زودتر مطالعه را ترک کردند، وجود نداشت (۱ RCT؛ n = ۵۰؛ RR: ۱,۶۷؛ ۹۵% CI؛ ۰.۴۵ تا ۶.۲۴؛ شواهد با کیفیت متوسط )، در حالی که تغییر بالینی مهمی در وضعیت دندان‌ها از نظر شاخص پلاک وجود نداشت، با این حال تاثیری دیده شد. اگرچه این تاثیر دارای اهمیت آماری و به نفع گروه مداخله بود، با این حال مشخص نبود که این تاثیر به لحاظ بالینی مهم است یا خیر (۱ RCT؛ n = ۴۰؛ MD: ‐۰,۵۰؛ ۹۵% CI؛ ۰.۶۲‐ تا ۰.۳۸‐؛ شواهد با کیفیت بسیار پائین)، این داده‌های محدود ممکن است دلالت‌هایی برای بهبود بهداشت دهان و دندان داشته باشند.

مصاحبه انگیزشی + آموزش سلامت دهان در مقایسه با آموزش سلامت دهان

به نحو مشابهی، وقتی که مصاحبه انگیزشی + آموزش سلامت دهان با آموزش سلامت دهان به تنهایی مقایسه شد، تفاوت آشکاری برای پیامدهای ترک زودهنگام مطالعه وجود نداشت (۱ RCT؛ n = ۶۰؛ RR: ۳,۰۰؛ ۹۵% CI؛ ۰.۳۳ تا ۲۷.۲۳؛ شواهد با کیفیت متوسط )، در حالی که تغییر بالینی مهمی در وضعیت دندان‌ها از نظر شاخص پلاک وجود نداشت، با این حال تاثیری به نفع گروه مداخله دیده شد (۱ RCT؛ n = ۵۶؛ MD: ‐۰,۶۰؛ ۹۵% CI؛ ۱.۰۲‐ تا ۰.۱۸‐؛ شواهد با کیفیت بسیار پائین). این داده‌های محدود و به لحاظ بالینی مبهم و غیر‐شفاف ممکن است دلالت‌هایی برای بهبود در بهداشت دهان و دندان داشته باشند یا ممکن است نداشته باشند.

پایش در مقایسه با عدم پایش

برای بررسی این مقایسه، فقط داده‌های ترک زودهنگام مطالعه موجود بود. ما تفاوتی در تعداد افرادی که خیلی زود مطالعه را ترک کردند، پیدا کردیم و این به نفع گروه «عدم پایش» بود (۱ RCT؛ n = ۱۶۸۲؛ RR: ۱,۰۷؛ ۹۵% CI؛ ۱.۰۰ تا ۱.۱۴؛ شواهد با کیفیت متوسط). با این حال، این داده‌ها مشکل‌سازند. داده‌ها و وقایع درباره جمعیت کنترل ضمنی و نامشخص بود، پیگیری فقط به تک‌تک شرکت‌کنندگان وابسته نبود بلکه به مراقبین حرفه‌ای و سازمان‌ها نیز مربوط می‌شد، به نحوی که تغییر در این افراد و سازمان‌ها باعث می‌شد، پیگیری‌ها بد و ضعیف باشد و این بازتاب خوبی برای مقبولیت پایش برای بیماران نداشت. برای این مقایسه، هیچ داده‌ای برای «تغییر بالینی مهم در شاخص پلاک» وجود نداشت.

ما شواهدی از این کارآزمایی‌ها نیافتیم که بر مبنای آنها آموزش و توصیه درباره سلامت دهان و دندان از نظر پیامدهای معنادار به لحاظ بالینی به افراد مبتلا به بیماری‌های روانی جدی کمک کند. پیگیری دستورالعمل‌ها و توصیه‌هایی مانند توصیه‌های انجمن بریتانیایی کارگروه ناتوانی و سلامت دهان نیاز است تا شواهد بهتری به دست آید. آزمون‌گران پیشگام و خلاق کارآزمایی نشان داده‌اند که انجام مطالعات مرتبط برای ارزیابی توصیه‌های سلامت دهان برای افراد مبتلا به بیماری‌های روانی جدی امکان‌پذیر است.

مدیریت متمرکز و ویژه بیمار (Intensive Case Management; ICM) یک بسته مراقبتی مبتنی بر جامعه با هدف ارائه مراقبت‌های طولانی‌مدت برای افراد مبتلا به بیماری شدید روانی است که نیاز به پذیرش فوری ندارند. مدیریت متمرکز بیمار از دو مدل اصلی مراقبت جامعه، یعنی درمان جامعه‌نگر پیشگیرانه (Assertive Community Treatment; ACT) و مدیریت بیمار (Case Management; CM) که ICM بر اهمیت تعداد کم بیمار (کمتر از ۲۰) و ورودی با شدت بالا تاکید می‌کند، تشکیل شده است.

بررسی تاثیرات مدیریت متمرکز بیمار به عنوان راهی برای مراقبت از افراد دارای بیماری شدید روانی در جامعه، در مقایسه با عدم مدیریت متمرکز بیمار (تعداد بیشتر از ۲۰) و با مراقبت‌های استاندارد جامعه. بین مدل‌های مدیریت متمرکز بیمار تفاوتی قائل نشدیم. علاوه بر این، ارزیابی اینکه تاثیر ICM بر بستری شدن در بیمارستان (میانگین تعداد روزهای بستری در بیمارستان در هر ماه)، تحت تاثیر راحتی مداخله مدل ACT و نرخ استفاده از بیمارستان در محیطی که در آن کارآزمایی انجام شده بود، قرار دارد یا خیر (خط پایه استفاده از بیمارستان).

ما پایگاه ثبت کارآزمایی‌های گروه اسکیزوفرنی در کاکرین را جست‌وجو کردیم (آخرین جست‌وجوی به‌روز شده ۱۰ اپریل ۲۰۱۵).

تمام کارآزمایی‌های بالینی تصادفی‌سازی شده مرتبط بر افراد دارای بیماری شدید روانی متمرکز شد که ۱۸ تا ۶۵ سال داشته و در محیط مراقبت‌های جامعه درمان شدند که در آن ICM، با عدم ICM یا مراقبت استاندارد مقایسه شدند.

حداقل دو نویسنده مرور به‌طور مستقل از هم کارآزمایی‌ها را انتخاب، کیفیت را ارزیابی و داده‌ها را استخراج کردند. برای پیامدهای دو‐حالتی، خطر نسبی (RR) و ۹۵% فاصله اطمینان (CI) آن را بر اساس قصد درمان (intention‐to‐treat) محاسبه کردیم. برای داده‌های پیوسته، تفاوت میانگین (MD) بین گروه‌ها و ۹۵% CI آن را تخمین زدیم. از یک مدل اثرات‐تصادفی برای تجزیه‌وتحلیل‌ها استفاده کردیم.

ما تجزیه‌و‌تحلیل‌های متا‐رگرسیون اثرات‐تصادفی را برای بررسی ارتباط پایبندی به مداخله برای مدل درمان جامعه‌نگر پیشگیرانه و نرخ استفاده از بیمارستان در شرایطی که در آن کارآزمایی در رابطه با اثر درمان انجام شد، انجام دادیم. کیفیت کلی پیامدهای بالینی مهم را با استفاده از رویکرد درجه‌‏بندی توصیه‏، ارزیابی، توسعه و ارزشیابی (GRADE) ارزیابی و خطر احتمالی سوگیری (bias) را درون کارآزمایی‌های وارد شده بررسی کردیم.

نسخه به‌روز شده در سال ۲۰۱۶، شامل دو مطالعه دیگر (۱۹۶ = n) و انتشارات بیشتر با داده‌های بیشتر مربوط به چهار مطالعه وارد شده موجود بود. بنابراین مرور به‌روز شده، ۷۵۲۴ شرکت‌کننده را از ۴۰ کارآزمایی تصادفی‌سازی و کنترل شده (randomised controlled trials; RCTs) انتخاب کرد. داده‌های مرتبط با دو مقایسه را یافتیم: ICM در برابر درمان استاندارد و ICM در برابر عدم ICM. اغلب مطالعات برای گزارش‌دهی انتخابی، پُر‐خطر بودند. هیچ مطالعه‌ای داده‌های مربوط به عود یا پیشرفت مهم حالت روانی را ارائه نکرد.

۱. ICM در برابر مراقبت استاندارد

ICM در مقایسه با مراقبت‌های استاندارد از نظر استفاده از خدمات پیامد، تعداد روزهای بستری در بیمارستان را در هر ماه اندکی کاهش داد (۳۵۹۵ = n؛ ۲۴ RCT؛ MD: ‐۰,۸۶؛ ۹۵% CI؛ ۱.۳۷‐ تا ۰.۳۴‐؛ شواهد با کیفیت پائین ). به طور مشابهی، برای پیامد وضعیت کلی، ICM تعداد افرادی را که از کارآزمایی زودتر خارج شدند، کاهش داد (۱۷۹۸ = n؛ ۱۳ RCT؛ MD: ۰,۶۸؛ ۹۵% CI؛ ۰.۵۸ تا ۰.۷۹؛ شواهد با کیفیت پائین ). برای عوارض جانبی پیامد، شواهد نشان داد که ممکن است ICM، تفاوتی اندک یا عدم تفاوت در کاهش مرگ‌ومیر با خودکشی ایجاد کند (۱۴۵۶ = n؛ ۹ RCT؛ RR: ۰,۶۸؛ ۹۵% CI؛ ۰.۳۱ تا ۱.۵۱؛ شواهد با کیفیت پائین ). علاوه بر این، برای پیامد عملکرد اجتماعی، درباره تاثیر ICM بر بیکاری با توجه به شواهد با کیفیت بسیار پائین، عدم‐قطعیت وجود داشت (۱۱۲۹ = n؛ ۴ RCT؛ RR: ۰,۷۰؛ ۹۵% CI؛ ۰.۴۹ تا ۱.۰؛ شواهد با کیفیت بسیار پائین).

۲. ICM در برابر عدم ICM

هنگامی که ICM با عدم ICM برای پیامد استفاده از خدمات مقایسه شد، شواهدی با کیفیت متوسط ​​به دست آمد که نشان داد احتمالا ICM در مقایسه با عدم ICM باعث تفاوتی اندک یا عدم تفاوت در میانگین تعداد روزهای بستری در بیمارستان (۲۲۲۰ = n؛ ۲۱ RCT؛ MD: ‐۰,۰۸؛ ۹۵% CI؛ ۰.۳۷‐ تا ۰.۲۱؛ شواهد با کیفیت متوسط ) یا در میانگین تعداد موارد پذیرش (۶۷۸ = n؛ ۱ RCT؛ MD: ‐۰,۱۸؛ ۹۵% CI؛ ۰.۴۱‐ تا ۰.۰۵؛ شواهد با کیفیت متوسط ) می‌شود. به طور مشابهی، نتایج نشان داد که ICM ممکن است تعداد شرکت‌کنندگانی را که مداخله زودتر را ترک می‌کنند، کاهش دهد (۱۹۷۰ = n؛ ۷ RCT؛ RR: ۰,۷۰؛ ۹۵% CI؛ ۰.۵۲ تا ۰.۹۵؛ شواهد با کیفیت پائین ) و ICM ممکن است تفاوتی اندک یا عدم تفاوت در کاهش مرگ‌ومیر با خودکشی ایجاد کند (۱۱۵۲ = n؛ ۳ RCT؛ RR: ۰,۸۸؛ ۹۵% CI؛ ۰.۲۷ تا ۲.۸۴؛ شواهد با کیفیت پائین ). در نهایت، برای پیامد عملکرد اجتماعی، در مورد تاثیر ICM بر بیکاری در مقایسه با عدم ICM، عدم‐قطعیت وجود داشت (۷۳ = n؛ ۱ RCT؛ RR: ۱,۴۶؛ ۹۵% CI؛ ۰.۴۵ تا ۴.۷۴؛ شواهد با کیفیت بسیار پائین).

۳. پایبندی به ACT

در متارگرسیون ما متوجه شدیم که الف) هرچه پایبندی به ICM بیشتر از مدل ACT باشد، کاهش زمان بستری در بیمارستان (ضریب متغیر «هواداری سازمان organisation fidelity»؛ ۰,۳۶‐؛ ۹۵% CI؛ ۰.۶۶ تا ۰.۰۷) بهتر بود، ب) هرچه استفاده از بیمارستان در خط پایه در جمعیت بالاتر باشد، ICM در کاهش زمان بستری در بیمارستان بهتر است (ضریب متغیر «استفاده از بیمارستان در خط پایه»؛ ۰.۲۰‐؛ ۹۵% CI؛ ۰.۳۲‐ تا ۰.۱۰). با ترکیب هر دو متغیر درون مدل، «هواداری سازمان» دیگر معنی‌دار نیست، اما نتیجه «استفاده از بیمارستان در شروع» هنوز هم به طور قابل توجهی بر زمان بستری در بیمارستان اثر می‌گذارد (ضریب رگرسیون: ۰.۱۸‐؛ ۹۵% CI؛ ۰.۲۹‐ تا ۰.۰۷‐؛ ۰.۰۰۲۷ = P).

بر اساس شواهد با کیفیت بسیار پائین تا متوسط، ICM در بهبود بسیاری از پیامدهای مرتبط با افراد مبتلا به بیماری شدید روانی موثر است. در مقایسه با مراقبت استاندارد، ICM ممکن است بستری شدن در بیمارستان را کاهش و پایبندی به مراقبت را افزایش دهد. هم‌چنین در سطح کلی، عملکرد اجتماعی را بهبود بخشید، اگرچه تاثیر ICM بر حالت روانی و کیفیت زندگی هم‌چنان نامشخص باقی مانده است. مدیریت متمرکز بیمار، حداقل درباره افراد مبتلا به بیماری شدید روانی با زیر‐گروهی از افراد دارای سطح بالای بستری شدن در بیمارستان (تقریبا چهار روز در ماه در دو سال گذشته) با ارزش است. مدل‌های مدیریت متمرکز بیمار با پایبندی بالا برای سازمان‌دهی تیم اصلی درباره مدل درمان پیشگیرانه جامعه‌نگر، در کاهش زمان بستری شدن در بیمارستان موثرتر بودند.

با این حال، معلوم نیست ICM چه سود کلی در رابطه با روش عدم ICM کمتر رسمی فراهم می‌کند.

ما فکر نمی‌کنیم که در حال حاضر، کارآزمایی‌های بیشتری برای مقایسه ICM با مراقبت استاندارد یا عدم ICM تایید شوند، با این حال، فعلا هیچ مروری برای مقایسه عدم ICM با مراقبت‌های استاندارد نداریم و این موضوع باید بررسی شود.