يجمع هذا البروتوكول الطولي بين تقييمات متكررة باستخدام مقياس الاعتماد على الرعاية (Care Dependency Scale) ونمذجة خليط النمو لتحديد مسارات متميزة للاعتماد على التمريض بعد احتشاء عضلة القلب الحاد، وتقييم العوامل الديموغرافية والسريرية والنفسية والاجتماعية المرتبطة بالانتماء إلى فئة المسار.
مقالة بحثية
الفئات الكامنة لمسارات الاعتماد التمريضي والعوامل المرتبطة بها لدى المرضى المصابين باحتشاء عضلة القلب الحاد
* These authors contributed equally
في هذه المقالة
ملخص
الملخص
هدفت هذه الدراسة إلى تحديد الفئات الكامنة لمسارات الاعتماد التمريضي لدى المرضى المصابين باحتشاء العضلة القلبية الحاد (AMI) وفحص العوامل المرتبطة بالانتماء إلى هذه الفئات من المسارات. شملت هذه الدراسة الرصدية الطولية أحادية المركز 260 مريضاً مصاباً باحتشاء العضلة القلبية الحادة الذين أدخلوا إلى مستشفى لينكوان كاونتي الشعبي في الفترة ما بين يناير 2024 ويناير 2026. وقد تم تحديد خط الأساس للدراسة على أنه النقطة الزمنية التي تلي العلاج الطارئ الناجح واستعادة الوعي. تم تقييم الاعتماد التمريضي باستخدام مقياس الاعتماد على الرعاية (CDS) عند خط الأساس (T1)، واليوم الثالث بعد الدخول (T2)، وعند الخروج (T3)، وبعد شهر واحد من الخروج (T4). استُخدم نموذج خليط النمو لتحديد فئات مسارات طولية متميزة. بعد ذلك، تم تقييم الخصائص السريرية والنفسية والاجتماعية باستخدام الانحدار اللوجستي متعدد الحدود لتحديد العوامل المرتبطة بشكل مستقل بالانتماء إلى فئة المسار. تم تحديد أربعة مسارات متميزة للاعتماد التمريضي: نوع الاستقلال العالي-التحسن البطيء (C1، العدد = 66، 25.4%)، ونوع الاعتماد المتوسط-التدهور السريع (C2، العدد = 54، 20.8%)، ونوع الاعتماد العالي-التحسن الملحوظ (C3، العدد = 90، 34.6%)، ونوع الاعتماد العالي-التفاقم البطيء (C4، العدد = 50، 19.2%). وأظهر العمر، والحالة الاجتماعية، وأعراض الاكتئاب والقلق، والدعم الاجتماعي، وتاريخ الأمراض الكامنة ارتباطات مستقلة محددة بكل فئة مع الانتماء للمسار. أظهر الاعتماد التمريضي تبايناً فردياً جوهرياً بين المرضى المصابين باحتشاء العضلة القلبية الحاد، مع تحديد أربعة مسارات طولية متميزة. قد تساعد العوامل المرتبطة بالانتماء إلى فئة المسار في تحديد المرضى الذين يتطلبون تقييماً تمريضياً أدق ومتابعة فردية؛ ومع ذلك، فإن فعالية التدخلات التي تستهدف هذه العوامل تتطلب تقييماً استشرافياً.
المقدمة
يحدث احتشاء عضلة القلب الحاد (AMI) عادةً بسبب انسداد مفاجئ في الشريان التاجي، مما يؤدي إلى انخفاض ملحوظ أو انقطاع في تدفق الدم إلى عضلة القلب ونخر عضلة القلب اللاحق. ولا يزال احتشاء عضلة القلب الحاد حالة قلبية وعائية رئيسية مهددة للحياة لأن ضعف وظيفة عضلة القلب والمضاعفات الحادة يمكن أن تؤثر بشكل كبير على النتائج قصيرة وطويلة المدى1. ويمكن لاستراتيجيات إعادة التروية، بما في ذلك التدخل التاجي经عن طريق الجلد والعلاج المذيب للخثرات، أن تستعيد تدفق الدم التاجي وقد حسنت بشكل كبير من الإدارة الحادة لاحتشاء عضلة القلب الحاد. ومع ذلك، حتى بعد العلاج الحاد الناجح، يستمر بعض المرضى في مواجهة قيود في الرعاية الذاتية وأنشطة الحياة اليومية، وبالتالي يحتاجون إلى مستويات متفاوتة من الدعم التمريضي2.
يمكن أن تؤثر التبعية التمريضية على جودة حياة المرضى، والمشاركة الاجتماعية، والتعافي الوظيفي، وعملية التأهيل الشاملة3. ركزت الأبحاث السابقة حول احتشاء عضلة القلب الحاد (AMI) بشكل أساسي على الاستراتيجيات التشخيصية والعلاجية، والوقاية من المضاعفات وتدبيرها، والعوامل الإنذارية. وقد حددت البحوث المقطعية السابقة التي أجريت على المرضى المصابين بأمراض الشرايين التاجية بعد التدخل التاجي عبر الجلد أن الهشاشة، والكفاءة الذاتية، والحالة النفسية هي عوامل مرتبطة بالتبعية في الرعاية؛ ومع ذلك، فإن التقييم في نقطة زمنية واحدة لا يمكنه توصيف التغيرات في التبعية لدى المريض الواحد أو تمييز أنماط التعافي المتباينة بمرور الوقت4. من خلال التقييم المتكرر للتبعية التمريضية في أربع نقاط زمنية وتطبيق نمذجة الخليط النمو (growth mixture modeling)، تعزز الدراسة الحالية التحليلات الساكنة السابقة من خلال تحديد مجموعات فرعية كامنة من المرضى ذات مسارات طولية متميزة. قد يساعد تحديد هذه الأنماط المتباينة السريريين في التعرف على المرضى الذين لديهم ملفات تأهيل مختلفة، وتوفير أساس للتقييم التمريضي والمتابعة والرعاية الداعمة الفردية.
وبناءً على ذلك، هدفت هذه الدراسة إلى تحديد فئات طولية متميزة من التبعية التمريضية بدءاً من نقطة الأساس بعد العلاج الطارئ وحتى شهر واحد بعد الخروج من المستشفى لدى المرضى الذين يعانون من AMI، وفحص العوامل الديموغرافية والسريرية والنفسية والاجتماعية المرتبطة بالعضوية في فئات المسار. ونظراً للطبيعة الاستكشافية للدراسة، لم يتم تحديد فرضيات توجيهية مسبقة فيما يتعلق بفئات مسار محددة.
البروتوكول
أُجريت هذه الدراسة في قسم طب الطوارئ بمستشفى لينكوان الشعبي في مقاطعة لينكوان بمدينة فويانغ في مقاطعة آنهوي بالصين. وقد تمت مراجعة بروتوكول الدراسة والموافقة عليه من قبل لجنة الأخلاقيات في مستشفى لينكوان الشعبي (رقم الموافقة 24XNLC-HL1015). كما تم الحصول على موافقة كتابية مستنيرة من جميع المشاركين قبل تسجيلهم. وقد أُجريت جميع الإجراءات التي شملت مشاركين بشريين وفقاً للمتطلبات الأخلاقية المؤسسية والمبادئ الأخلاقية المعمول بها.
إعدادات الدراسة وتحديد المشاركين
أُجريت هذه الدراسة كبحث رصدي طولي في مركز واحد بقسم طب الطوارئ في مستشفى لينكوان الشعبي بمقاطعة لينكوان، في مدينة فويانغ بمقاطعة آنهوي، الصين. تم استقطاب المشاركين في الفترة ما بين يناير 2024 ويناير 2026، وتمت متابعتهم بدءاً من خط الأساس بعد العلاج الطارئ وحتى شهر واحد بعد الخروج من المستشفى.
تم استخدام العينة الميسرة لتحديد المرضى المؤهلين الذين تم إدخالهم للمستشفى بسبب احتشاء عضلة القلب الحاد (AMI). وقد طُبقت معايير الأهلية وإجراءات الفحص نفسها على جميع المشاركين المحتملين. ونظراً لأن العينة الميسرة قد تؤدي إلى تحيز الاختيار، فقد أُخذ هذا المصدر المحتمل للتحيز في الاعتبار عند تفسير مدى إمكانية تعميم النتائج.
تم فحص ما مجموعه 287 مريضاً، من بينهم 27 مريضاً لم يتم إدراجهم في الدراسة. حيث كان ثمانية مرضى قد عانوا من احتشاء عضلة القلب سابقاً، وستة مرضى لم يتمكنوا من إكمال تقييمات الدراسة بسبب ضعف الوعي أو الوظائف الإدراكية، وخمسة مرضى كانوا يعانون من أمراض قلب عضوية أخرى، وأربعة مرضى كانوا يعانون من أورام خبيثة، أو فشل في وظائف أعضاء متعددة، أو أمراض جهازية شديدة أخرى، بينما رفض أربعة مرضى المشاركة. وتم إدراج المرضى المتبقين والبالغ عددهم 260 مريضاً في الدراسة.
معايير الأهلية وتعريف الخط الأساسي
شملت الدراسة المرضى الذين لديهم تشخيص سريري مؤكد بـ AMI، والذين يمرون بنوبة احتشاء عضلة القلب الأولى، وتتراوح أعمارهم ≥18 سنة، مع تمتعهم بوعي ووظائف إدراكية سليمة كافية لفهم وإكمال تقييمات الدراسة، وقدموا موافقة مستنيرة مكتوبة. وقد استُبعد المرضى الذين يعانون من أمراض قلب عضوية أخرى، أو أورام خبيثة، أو فشل عضوي متعدد، أو أي أمراض عضوية جهازية شديدة أخرى.
اقتصر التسجيل على المرضى الذين يعانون من أول نوبة احتشاء لعضلة القلب للحد من التباين المرتبط باحتشاءات سابقة، أو عمليات إعادة تروية سابقة، أو خلل وظيفي مزمن بعد الاحتشاء، أو تكيفات مسبقة في الرعاية الذاتية أو إعادة التأهيل، حيث يمكن لكل هذه العوامل أن تؤثر بشكل مستقل على مستوى الاعتمادية التمريضية الأساسي وأنماط المسار اللاحقة.
عُرّف T1 على أنه النقطة الزمنية التي تلي العلاج الطارئ الناجح واستعادة الوعي، عندما يصبح المشارك قادراً على إكمال التقييمات المطلوبة بشكل موثوق.
جمع البيانات السريرية الديموغرافية والمتعلقة بالأوعية الدموية والقلب
تم استخدام استبيان معلومات عامة خاص بالدراسة لجمع بيانات العمر، والجنس، ومؤشر كتلة الجسم (BMI)، والحالة الاجتماعية، وتصنيف الوظيفة القلبية، ونوع احتشاء عضلة القلب، واستراتيجية علاج إعادة التروية، والتاريخ المرضي للأمراض الكامنة. تم الحصول على المعلومات الديموغرافية والنفسية والاجتماعية من خلال تقييم الاستبيان ومراجعة السجلات الطبية، حسبما تقتضي الحاجة. واستُخلصت الخصائص السريرية المتعلقة بالأوعية القلبية، بما في ذلك تصنيف الوظيفة القلبية، ونوع احتشاء عضلة القلب، واستراتيجية إعادة التروية، والتاريخ المرضي للأمراض الكامنة، من السجلات الطبية الخاصة بدخول المستشفى الأساسي باستخدام تعريفات محددة مسبقاً. تم استخلاص تصنيف الوظيفة القلبية من السجل الطبي لدخول المستشفى الأساسي وتصنيفه ضمن المجموعة الأولى-الثانية (Class I–II) أو المجموعة الثالثة-الرابعة (Class III–IV) لغرض التحليل. كما صُنِّف نوع احتشاء عضلة القلب كاحتشاء عضلة القلب مع ارتفاع قطعة ST (STEMI) أو احتشاء عضلة القلب دون ارتفاع قطعة ST (NSTEMI) بناءً على التشخيص المسجل أثناء دخول المستشفى الأساسي. وتم ترميز التاريخ المرضي للأمراض الكامنة ثنائياً كـ "لا" (0) أو "نعم" (1)، حيث تشير "نعم" إلى توثيق حالة مرضية مزمنة واحدة على الأقل من الحالات المحددة مسبقاً في التاريخ الطبي.
تم تسجيل التدخل التاجي عبر الجلد (PCI) والعلاج المذيب للخثرات وفقاً للعلاج الذي تم تلقيه فعلياً أثناء الاستشفاء الأساسي وليس بناءً على خطة العلاج المقررة. كما تم الاحتفاظ بالقيم المستمرة الأصلية للعمر ومؤشر كتلة الجسم (BMI) من أجل التحليل الإحصائي.
تقييم متكرر للاعتمادية التمريضية
مقياس الاعتماد على الرعاية (CDS)5تم تطبيقه في الزمن T1. يتكون المقياس من 15 بنداً، وقد تم تقييم كل بند على مقياس من 1 (اعتماد كلي) إلى 5 (استقلال شبه تام)، مما يعطي درجة كلية تتراوح بين 15 و75 درجة. وتشير الدرجات الأعلى إلى قدر أكبر من الاستقلال واعتماد أقل على الرعاية التمريضية. ووفقاً لتصنيف CDS المعتمد، فإن الدرجات من 60 إلى 69 تشير إلى درجة محدودة من الاعتماد على الرعاية، بينما تشير الدرجات من 70 إلى 75 إلى استقلال شبه تام؛ وبناءً على ذلك، فإن إجمالي درجة CDS <اعتُبرت القيمة 70 مؤشراً على الاعتمادية التمريضية في الدراسة الحالية4,5.
تم تكرار تقييم CDS في اليوم الثالث بعد التنويم (T2)، وعند الخروج من المستشفى (T3)، وبعد شهر واحد من الخروج (T4). وقد استُخدمت نفس التعليمات، وترتيب البنود، وقواعد تسجيل الدرجات، وإجراءات المساعدة في جميع التقييمات للحد من عدم الاتساق في القياس. أُجري تقييم T4 خلال متابعة المريض المقررة بعد شهر من الخروج، إما شخصياً في العيادات الخارجية أو عبر الهاتف عندما تعذر إجراء الزيارة الشخصية. وفي كلا الحالتين، قام عضو مدرب من فريق البحث بتطبيق جميع بنود CDS باستخدام نفس التعليمات الموحدة، وترتيب البنود، ومعايير تسجيل الدرجات.
أكمل جميع المشاركين المسجلين البالغ عددهم 260 مشاركاً مقياس CDS في جميع النقاط الزمنية الأربع، ولم يتم فقدان أي من المشاركين خلال فترة المتابعة التي استمرت شهراً واحداً.
التقييم النفسي والاجتماعي الأساسي
تم تطبيق مقياس هاميلتون لتقييم الاكتئاب المكون من 17 بنداً (HAMD-17)6 مرة واحدة في الزمن T1. تم تسجيل البنود من 1 إلى 3، ومن 7 إلى 11، والبندين 15 و17 على مقياس من 0 إلى 4، بينما سُجلت البنود من 4 إلى 6، ومن 12 إلى 14، والبند 16 على مقياس من 0 إلى 2. جُمعت درجات البنود للحصول على درجة إجمالية تتراوح من 0 إلى 54، حيث تشير الدرجات الأعلى إلى أعراض اكتئاب أكثر شدة.
تم تطبيق مقياس اضطراب القلق العام-7 (GAD-7)7 مرة واحدة عند الزمن T1. تم تسجيل كل بند من البنود السبعة بدرجة تتراوح من 0 (ليس على الإطلاق) إلى 3 (تقريباً كل يوم)، مما أدى إلى درجة إجمالية تتراوح من 0 إلى 21. وأشارت الدرجات الأعلى إلى أعراض قلق أكثر شدة.
تم تطبيق مقياس تقييم الدعم الاجتماعي (SSRS)8 مرة واحدة في الزمن T1. وتألف المقياس من 10 بنود؛ حيث تم تقييم البنود من 1-4 ومن 8-10 وفق مقياس رباعي النقاط من 1 إلى 4، بينما تم تسجيل درجة البند 5 من 1 إلى 4 وفقاً لمستوى الدعم المبلغ عنه، وسُجل البندان 6 و7 وفقاً لعدد مصادر الدعم المتاحة. وتراوحت الدرجة الكلية بين 12 و66، حيث تشير الدرجات الأعلى إلى دعم اجتماعي أكبر.
تم إجراء جميع تقييمات CDS والتقييمات النفسية والاجتماعية أو الإشراف عليها من قبل أعضاء مدربين في الفريق البحثي. وقبل تسجيل المشاركين، تلقى المقيمون تدريباً موحداً على كيفية إدارة الاستبيانات، وتفسير البنود، والمساعدة المسموح بها، وإجراءات التصحيح. كما تم استخدام نفس التعليمات الموحدة، وترتيب البنود، ومعايير التصحيح طوال فترة الدراسة. ولم يكن من الضروري أن يقوم نفس المقيم بتقييم مشارك معين في كل نقطة زمنية؛ حيث تم الحفاظ على الاتساق بين المقيمين من خلال التدريب الموحد وإجراءات التقييم الموحدة. وطُلب من المشاركين إكمال الاستبيانات بشكل مستقل كلما أمكن ذلك. وعندما واجه المشاركون صعوبات في القراءة أو الفهم أو الكتابة، تم تقديم مساعدة فردية موحدة دون اقتراح إجابات، أو تفسير البنود نيابة عن المشارك، أو تعديل استجابات المشاركين.
ضبط جودة البيانات والتعامل مع البيانات المفقودة
قبل البدء في توزيع الاستبيان، تم إطلاع المشاركين على الغرض من الدراسة، وإجراءات الإكمال، ومتطلبات السرية. وقد استُخدمت تعليمات موحدة وإجراءات تقييم متطابقة لجميع المشاركين. وفور استلام الاستبيانات المكتملة، تم فحصها للتأكد من عدم وجود مدخلات محذوفة أو غير صالحة بشكل واضح. وفي حال ترك أحد البنود دون إجابة، طُلب من المشارك مراجعة البند المحذوف وتقديم استجابة إذا كان راغباً في ذلك. وعندما كانت هناك حاجة للمساعدة في الاستبيان، لم يقم موظفو الدراسة باقتراح أو تفسير أو تقديم استجابات نيابة عن المشارك. كما استُخلصت المتغيرات السريرية باستخدام تعريفات محددة مسبقاً، وتم التحقق من النماذج المكتملة قبل إدخال البيانات.
أكمل جميع المشاركين البالغ عددهم 260 مشاركاً تقييمات CDS في الفترات من T1 إلى T4، دون حدوث أي فقد في المتابعة. وكانت بيانات CDS الطولية والمتغيرات الديموغرافية والسريرية والنفسية الاجتماعية المدرجة في التحليلات المذكورة كاملة. وبناءً على ذلك، تم إدراج جميع المشاركين الـ 260 في التحليلات، ولم تكن هناك حاجة لتعويض البيانات المفقودة.
نمذجة خليط النمو لدرجات CDS الطولية
تم إجراء نمذجة خليط النمو (GMM) باستخدام برنامج Mplus الإصدار 8.3. وقد تم ملاءمة نموذج GMM غير مشروط بدون متغيرات مصاحبة، مع إدخال CDS_T1 وCDS_T2 وCDS_T3 وCDS_T4 كمتغيرات ظاهرة مستمرة.
تمت ملاءمة الحلول من فئة واحدة إلى خمس فئات بالتتابع باستخدام تقدير الاحتمال الأقصى القوي (MLR). وللحد من خطر التقارب نحو نهاية عظمى محلية، تم توليد 1,000 مجموعة عشوائية من القيم الابتدائية، والاحتفاظ بأفضل 200 مجموعة منها لتحسين المرحلة النهائية. وبالنسبة لكل حل، تم التأكد من حدوث الإنهاء الطبيعي، وتكرار أفضل قيمة للوغاريتم الاحتمالية عبر البدايات العشوائية، وعدم وجود تقديرات بارامترية غير مقبولة.
تم تسجيل معيار أكايكي للمعلومات (AIC)، ومعيار بيز للمعلومات (BIC)، ومعيار بيز للمعلومات المعدل حسب حجم العينة (aBIC)، والإنتروبيا، واختبار نسبة الاحتمال المعدل من لومينديل-روبن (LMR-LRT)، واختبار نسبة الاحتمال بطريقة التمهيد (BLRT) لكل حل. وقد فُسرت القيم الأدنى لـ AIC وBIC وaBIC على أنها تشير إلى ملاءمة نسبية أفضل للنموذج، بينما أشارت قيم الإنتروبيا القريبة من 1 إلى فصل أكثر وضوحاً بين الفئات.
تمت مقارنة كل محلول من الفئة k مع المحلول المقابل k − 1 باستخدام اختبار LMR-LRT واختبار BLRT. لم يتم اختيار النموذج النهائي بناءً على معايير المعلومات المتناقصة فحسب؛ بل أُخذ في الاعتبار أيضًا استقرار التقارب، وحجم الفئة، واحتمالات العضوية البعدية، والتبسيط، والقابلية للتفسير السريري. تم تعيين كل مشارك للفئة ذات أعلى احتمالية عضوية بعدية، وحُسبت متوسطات الاحتمالات البعدية الخاصة بكل فئة كمقياس إضافي لجودة التصنيف.
تحليل قياسات CDS المكررة
لتقييم التغيرات التي طرأت على المشارك الواحد في درجات CDS عبر الفترات T1 وT2 وT3 وT4 في المجموعة الكلية، تم إجراء تحليل تباين للقياسات المتكررة أحادي الاتجاه (RM-ANOVA)، مع اعتبار وقت التقييم كعامل داخل المجموعات. كما تم تقييم افتراضات التوزيع الطبيعي التقريبي والكروية. تم تقييم الكروية باستخدام اختبار Mauchly، واستُخدمت النتائج المصححة وفقاً لـ Greenhouse–Geisser عند انتهاك افتراض الكروية. كانت جميع الاختبارات ثنائية الجانب، واعتُبرت القيمة P < 0.05 ذات دلالة إحصائية.
المقارنات أحادية المتغير عبر فئات المسار
أُجريت التحليلات الأخرى بخلاف نموذج الخليط الغاوسي (GMM) باستخدام برنامج IBM SPSS Statistics الإصدار 26.0. وتم تحليل درجات العمر، ومؤشر كتلة الجسم (BMI)، ومقياس هاميلتون للاكتئاب (HAMD-17)، ومقياس الاستجابة الاجتماعية (SSRS)، ومقياس اضطراب القلق العام (GAD-7) كمتغيرات مستمرة دون تصنيف.
عُبّر عن المتغيرات المستمرة ذات التوزيع الطبيعي التقريبي في صورة متوسط ± انحراف معياري، وقُورنت عبر فئات المسارات الأربع باستخدام تحليل التباين أحادي الاتجاه. وعُبّر عن المتغيرات الفئوية في صورة أعداد المشاركين وقُورنت باستخدام اختبار مربع كاي لبيرسون. وكانت جميع قيم P ثنائية الجانب، واعتُبرت قيمة P < 0.05 هي الحد الفاصل لتحديد المتغيرات التي سيتم إدراجها في النموذج متعدد المتغيرات الأولي.
في التحليل أحادي المتغير، استوفت العوامل التالية معيار P < 0.05: العمر، والحالة الاجتماعية، وتصنيف الوظيفة القلبية، ونوع احتشاء عضلة القلب، والتدخل التاجي经percutaneous (PCI)، والعلاج المذيب للخثرات، ودرجة مقياس HAMD-17، ودرجة مقياس SSRS، ودرجة مقياس GAD-7، والتاريخ المرضي للأمراض الكامنة، وبناءً على ذلك تم إدراجها في النموذج متعدد المتغيرات الأولي. أما الجنس ومؤشر كتلة الجسم (BMI) فلم يستوفيا هذا المعيار.
الانحدار اللوجستي متعدد الحدود وتشخيصات النموذج
تم التعامل مع فئات المسارات الأربعة كمتغير نتيجة اسمي، وأُجري تحليل الانحدار اللوجستي متعدد الحدود بدلاً من الانحدار اللوجستي الثنائي. تم تعيين الفئة C1 (استقلالية عالية-تحسن بطيء) كفئة مرجعية للنتيجة.
تم إدراج جميع المتغيرات التي كانت قيمة P لها < 0.05 في التحليلات أحادية المتغير في النموذج الأولي. بعد ذلك، تم تطبيق اختيار نسبة الاحتمال العكسي (Backward likelihood-ratio selection)، حيث تمت إزالة المتغيرات التي أظهرت قيمة P > 0.10 بالتتابع. وتم الإبقاء على التأثيرات الرئيسية ذات الدلالة الإحصائية في النموذج النهائي.
تم تقييم التعدد الخطية باستخدام قيم التسامح (tolerance) وعامل تضخم التباين (VIF). وفي التحليل النهائي، تراوحت قيم التسامح ما بين 0.81 و0.97 تقريبًا، بينما تراوحت قيم VIF ما بين 1.03 و1.24، مما يشير إلى عدم وجود تعدد خطية جوهري.
اقتصر اختبار التفاعل على مصطلحات محددة مسبقاً ومعقولة سريرياً لتقليل مخاطر الإفراط في التخصيص (overfitting). وتم تقييم ثلاثة تفاعلات محددة مسبقاً بشكل فردي باستخدام اختبارات نسبة الأرجحية، وهي: العمر × التاريخ المرضي للأمراض الكامنة، والحالة الاجتماعية × درجة SSRS، ودرجة HAMD-17 × درجة GAD-7. وكانت قيم P المقابلة هي 0.655 و0.301 و0.908 على التوالي؛ وبناءً على ذلك، لم يتم الاحتفاظ بأي من مصطلحات التفاعل.
تم تقييم الأداء العام للنموذج باستخدام اختبار نسبة الأرجحية مقابل نموذج التقاطع فقط؛ واختبارات بيرسون وانحراف جودة المطابقة؛ وإحصائيات R2 الزائفة لـ Cox-Snell و Nagelkerke و McFadden؛ ودقة التصنيف؛ والتقارب؛ وتقييم الفصل الكامل أو شبه الكامل.
تم تسجيل نسب الأرجحية (ORs) المعدلة مع فواصل ثقة (CIs) بنسبة 95% لجميع المتنبئات النهائية للمقارنات بين C2 مقابل C1، وC3 مقابل C1، وC4 مقابل C1. وفُسرت فواصل الثقة الواسعة على أنها تشير إلى دقة محدودة بدلاً من كونها دليلاً قاطعاً على وجود أحجام تأثير كبيرة.
اعتبارات حجم العينة وإعداد التقارير
لم يتم تطبيق حد واحد عام لحجم العينة على نموذج الخليط الغاوسي (GMM). وقد تم تقييم كفاية العينة بالنظر إلى تعقيد النموذج، ونسب الفئات، والفصل بين الفئات، وأنماط البيانات المفقودة، والاعتلاج (entropy)، والاحتمالات البعدية، والتقارب9.
لم يتم إجراء حساب رسمي مسبق للقوة الإحصائية بناءً على المحاكاة لأن الدراسة كانت استقصاءً طولياً استكشافياً استند إلى السكان المؤهلين المتاحين خلال فترة التوظيف المحددة مسبقاً. تضمن الحل النهائي المكون من أربع فئات 66 و54 و90 و50 مشاركاً، وأعطى قيمة إنتروبيا بلغت 0.879، مع احتمالات خلفية متوسطة تتراوح بين 0.871 و0.927.
بالنسبة للانحدار اللوجستي متعدد الحدود، تم تقييم كفاية العينة فيما يتعلق بعدد المشاركين في كل فئة من فئات النتائج وعدد معلمات المتنبئات المرشحة10. ونظرًا لأن بعض فئات المسارات كانت صغيرة نسبيًا، فقد تم تفسير تحليل الانحدار على أنه تحليل ارتباط استكشافي وليس كتطوير لنموذج تنبؤ نهائي.
تم إعداد تقرير هذه الدراسة الرصدية وفقاً لإطار عمل تعزيز إبلاغ الدراسات الرصدية في علم الأوبئة (STROBE)، بما يشمل تصميم الدراسة، ومجال تطبيقها، وتدفق المشاركين، ومصادر البيانات، والمصادر المحتملة للانحياز، وحجم الدراسة، والطرق الإحصائية، وكيفية التعامل مع البيانات المفقودة، والنتائج الرئيسية، والمحددات، وقابلية تعميم النتائج.
النتائج
تدفق المشاركين واكتمال البيانات
خلال فترة الاستقطاب، تم تقييم 287 مريضاً مصاباً بـ AMI للتأكد من أهليتهم. ولم يتم إدراج سبعة وعشرين مريضاً: حيث عانى ثمانية منهم من احتشاء عضلة القلب سابقاً، وعجز ستة عن إكمال تقييمات الدراسة بسبب ضعف الوعي أو الوظيفة الإدراكية، وكان خمسة يعانون من أمراض قلبية عضوية أخرى، وأربعة مصابون بأورام خبيثة، أو فشل في أعضاء متعددة، أو أمراض جهازية شديدة أخرى، ورفض أربعة آخرون المشاركة. أما المشاركون المتبقون والبالغ عددهم 260 فقد انضموا إلى الدراسة، وأكملوا جميع تقييمات CDS الأربعة حتى مرور شهر واحد بعد الخروج من المستشفى، وأُدرجوا في نموذج GMM النهائي والتحليلات اللاحقة. ولم تكن هناك قيم CDS طولية مفقودة، ولا حالات فقدان للمتابعة، ولا بيانات ديموغرافية أو سريرية أو نفسية اجتماعية مفقودة تتطلب تعويضاً في التحليلات الواردة في التقرير.
اختيار نموذج الخليط الغاوسي (GMM) المكون من أربع فئات
تحسنت مؤشرات المطابقة تدريجياً من حل الفئة الواحدة إلى حل الفئات الأربع (الجدول 1). وأعطى حل الفئات الأربع القيم التالية: AIC = 6978.826، و BIC = 7047.822، و aBIC = 6978.741، و entropy = 0.879، و LMR-LRT P = 0.027، و BLRT P < 0.001. وكانت نسب الفئات التي قدرها النموذج هي 25.8%، و 21.0%، و 34.1%، و 19.1%. وعند إضافة فئة خامسة، انخفضت قيم AIC و BIC و aBIC بشكل طفيف إلى 6963.213 و 7038.208 و 6962.613 على التوالي، وارتفعت قيمة entropy إلى 0.912. ومع ذلك، لم يشير كل من LMR-LRT (P = 0.128) أو BLRT (P = 0.063) إلى تحسن ذو دلالة إحصائية. بالإضافة إلى ذلك، شكلت الفئة الخامسة 6.4% فقط من العينة. وبناءً على ذلك، تم الاحتفاظ بنموذج الفئات الأربع لأنه وفر التوازن المفضل بين مطابقة النموذج، والاستقرار، والتبسيط، وحجم الفئة، والقابلية للتفسير السريري.
التقارب وجودة التصنيف
انتهى حل الفئات الأربع بشكل طبيعي، وتكرر لوغاريتم الاحتمال الأمثل 18 مرة عبر بدايات عشوائية. ولم يتم ملاحظة أي تقديرات غير مقبولة للمعاملات. وبلغ متوسط الاحتمالات البعدية لعضوية الفئة الأكثر احتمالاً 0.914 لـ C1، و0.889 لـ C2، و0.927 لـ C3، و0.871 لـ C4، مما يشير إلى فصل مقبول بين الفئات.
الاعتماد التمريضي العام بمرور الوقت
كانت متوسطات درجات CDS الإجمالية 48.28 ± 10.25 عند T1، و54.16 ± 14.33 عند T2، و52.82 ± 12.17 عند T3، و56.58 ± 15.15 عند T4. وأظهر تحليل التباين (ANOVA) أحادي الاتجاه للقياسات المتكررة وجود فرق إجمالي معنوي في درجات CDS عبر النقاط الزمنية الأربع للتقييم (F = 13.692, P < 0.001). وعلى مستوى المجموعة، ارتفعت درجات CDS بحلول اليوم الثالث، وانخفضت بشكل طفيف عند الخروج من المستشفى، ثم ارتفعت مرة أخرى بعد شهر واحد من الخروج. وأشار التباين الأكبر الملحوظ في النقاط الزمنية اللاحقة إلى أن نمط المتوسط الإجمالي قد حجب تباينًا جوهريًا بين المشاركين.
أنماط المسار
من المرجح أن تعيين الفئات قد حدد أربعة مسارات: C1، استقلالية عالية-تحسن بطيء (n = 66، 25.4%)؛ C2، تبعية متوسطة-تدهور سريع (n = 54، 20.8%)؛ C3، تبعية عالية-تحسن ملحوظ (n = 90، 34.6%)؛ وC4، تبعية عالية-تفاقم بطيء (n = 50، 19.2%؛ الشكل 1). وكانت متوسطات درجات CDS للفئة C1 هي 55.50 و59.00 و60.00 و64.00 في الفترات T1–T4 على التوالي؛ وبالنسبة للفئة C2 كانت 50.00 و49.00 و39.00 و39.00؛ وللفئة C3 كانت 43.22 و59.35 و61.86 و70.90؛ وللفئة C4 كانت 46.00 و44.00 و42.00 و40.00.
مقارنات الفئات أحادية المتغير
اختلف العمر بشكل ملحوظ عبر المجموعات C1–C4 (58.20 ± 7.80، و61.50 ± 7.40، و55.80 ± 7.60، و63.10 ± 7.20 سنة، على التوالي؛ F = 12.572, P < 0.001؛ الجدول 2). ولم يختلف مؤشر كتلة الجسم (BMI) بشكل ملحوظ عبر الفئات (23.60 ± 2.70، و23.40 ± 2.80، و23.80 ± 2.90، و23.50 ± 2.60 kg/m2، على التوالي؛ F = 0.270, P = 0.847)، كما كان توزيع الجنس متشابهاً أيضاً (χ2 = 0.142, P = 0.986). ولوحظت فروق ذات دلالة إحصائية في الحالة الاجتماعية (χ2 = 14.749, P = 0.002)، وتصنيف وظائف القلب (χ2 = 15.283, P = 0.002)، ونوع احتشاء عضلة القلب (χ2 = 15.035, P = 0.002)، والتدخل التاجي عبر الجلد PCI (χ2 = 12.863, P = 0.005)، والعلاج بمذيبات الخثرة (χ2 = 15.622, P = 0.001)، والتاريخ المرضي للأمراض الكامنة (χ2 = 27.903, P < 0.001).
كانت متوسطات درجات HAMD-17 هي 10.80 ± 2.70، و13.10 ± 2.90، و11.20 ± 2.60، و14.10 ± 3.00 عبر المجموعات C1–C4 على التوالي (F = 19.040, P < 0.001). وكانت متوسطات درجات SSRS هي 43.00 ± 4.80، و38.50 ± 5.00، و42.00 ± 4.90، و36.80 ± 5.10 على التوالي (F = 20.742, P < 0.001)، بينما كانت متوسطات درجات GAD-7 هي 9.50 ± 2.50، و12.10 ± 2.80، و10.00 ± 2.60، و13.70 ± 3.00 على التوالي (F = 30.585, P < 0.001).
التحليل النهائي للانحدار متعدد الحدود
تم ترميز المتنبئات المرشحة كما هو موضح في الجدول 3. وقد أبقت عملية الاختيار العكسي لنسبة الاحتمالية على كل من العمر، والحالة الاجتماعية، وHAMD-17، وSSRS، وGAD-7، والتاريخ المرضي للأمراض الكامنة في النموذج النهائي للانحدار اللوجستي متعدد الحدود (الجدول 4). وبالنسبة للمجموعة C2 مقارنة بالمجموعة C1، ارتبط الزواج بانخفاض احتمالات الانتماء إلى C2 (نسبة الأرجحية المعدلة OR = 0.241، وفاصل ثقة 95% CI = 0.095–0.612، P = 0.003)، بينما ارتبطت درجات HAMD-17 الأعلى (OR = 1.324، وفاصل ثقة 95% CI = 1.121–1.564)، ودرجات GAD-7 الأعلى (OR = 1.374، وفاصل ثقة 95% CI = 1.160–1.626)، ودرجات SSRS الأدنى (OR = 0.787، وفاصل ثقة 95% CI = 0.711–0.871)، والتاريخ المرضي للأمراض الكامنة (OR = 3.107، وفاصل ثقة 95% CI = 1.212–7.968) بالانتماء إلى C2. ولم يكن العمر ذا دلالة إحصائية في هذه المقارنة (P = 0.089). أما بالنسبة للمجموعة C3 مقارنة بالمجموعة C1، فقد كان العمر هو المتنبئ الوحيد الذي تم الإبقاء عليه وكان ذا دلالة إحصائية (OR = 0.954، وفاصل ثقة 95% CI = 0.912–0.997، P = 0.036).
بالنسبة لـ C4 مقابل C1، ارتبطت العضوية في C4 بكل من التقدم في السن (OR = 1.077, 95% CI = 1.005–1.154)، والحالة غير المتزوجة (المتزوجون: OR = 0.248, 95% CI = 0.085–0.720)، وارتفاع درجات HAMD-17 (OR = 1.466, 95% CI = 1.214–1.772)، وانخفاض درجات SSRS (OR = 0.727, 95% CI = 0.646–0.819)، وارتفاع درجات GAD-7 (OR = 1.605, 95% CI = 1.318–1.955)، ووجود تاريخ من الأمراض الكامنة (OR = 4.454, 95% CI = 1.511–13.134).
تشخيصات النموذج
قدم النموذج متعدد الحدود النهائي تحسناً ملحوظاً مقارنة بالنموذج القائم على التقاطع فقط (نسبة الاحتمالية χ2 = 190.966, df = 18, P < 0.001). ولم تشر اختبارات جودة المطابقة الخاصة ببيرسون (χ2 = 745.020, df = 759, P = 0.635) والانحراف (χ2 = 515.576, df = 759, P > 0.999) إلى ضعف مطابقة النموذج. وكانت قيم R2 الزائفة وفقاً لمقاييس كوكس-سنيل، وناجيلكيرك، وماكفادن هي 0.520 و 0.557 و 0.270 على التوالي، وبلغت دقة التصنيف 53.1%. وقد تقارب النموذج بعد سبع تكرارات، دون وجود دليل على حدوث انفصال تام أو شبه تام. وأظهرت بعض تقديرات التاريخ المرضي للأمراض الكامنة فترات ثقة 95% CIs واسعة نسبياً، مما يشير إلى دقة محدودة ويدعم التفسير الحذر لهذه الارتباطات.
توافر البيانات:
تتوفر البيانات الأولية التي تدعم نتائج هذه الدراسة مرفقة مع المقالة كـ الملف التكميلي 1.
الشكل 1: المسارات الطولية للاعتماد التمريضي لدى المرضى المصابين باحتشاء عضلة القلب الحاد. تم تحديد فئات المسار الكامن الأربع بواسطة GMM وهي: استقلالية عالية-تحسن بطيء (C1, n = 66, 25.4%)، اعتماد متوسط-تدهور سريع (C2, n = 54, 20.8%)، اعتماد عالٍ-تحسن ملحوظ (C3, n = 90, 34.6%)، واعتماد عالٍ-تفاقم بطيء (C4, n = 50, 19.2%). تمثل T1 خط الأساس بعد العلاج الطارئ الناجح واستعادة الوعي؛ وتمثل T2 اليوم الثالث بعد التنويم؛ وتمثل T3 وقت الخروج من المستشفى؛ وتمثل T4 بعد شهر واحد من الخروج. يمثل المحور الصادي متوسط درجة CDS الخاصة بكل فئة، حيث تشير الدرجات الأعلى إلى استقلالية أكبر واعتماد تمريضي أقل. الاختصارات: AMI = احتشاء عضلة القلب الحاد؛ CDS = مقياس الاعتماد على الرعاية؛ GMM = نمذجة خليط النمو. يرجى النقر هنا لعرض نسخة أكبر من هذا الشكل.
| النموذج | AIC | BIC | aBIC | الاعتلاج (Entropy) | قيمة P لـ LMR-LRT | قيمة P لـ BLRT | نسبة الفئة (%) |
| 1 | 7353.11 | 7384.108 | 7355.567 | — | — | — | — |
| 2 | 7141.412 | 7184.409 | 7156.355 | 0.726 | 0.002 | <0.001 | 48.2/51.8 |
| 3 | 7032.275 | 7086.271 | 7049.704 | 0.813 | 0.015 | <0.001 | 35.1/42.7/22.2 |
| 4 | 6978.826 | 7047.822 | 6978.741 | 0.879 | 0.027 | <0.001 | 25.8/21.0/34.1/19.1 |
| 5 | 6963.213 | 7038.208 | 6962.613 | 0.912 | 0.128 | 0.063 | 29.7/31.2/20.4/12.3/6.4 |
الجدول 1: مؤشرات المطابقة لنماذج خليط النمو من فئة واحدة إلى خمس فئات لمسارات التبعية التمريضية. تشير قيم معيار المعلومات المنخفضة إلى مطابقة نسبية أفضل للنموذج، بينما تشير قيم الإنتروبيا القريبة من 1 إلى فصل أوضح بين الفئات. يقارن اختبار LMR-LRT واختبار BLRT نموذجًا مكونًا من k فئة مع النموذج المقابل المكون من k − 1 فئة. تمثل نسب الفئات النسب المقدرة من النموذج؛ أما الأعداد والنسب المئوية النهائية للمشاركين فهي مبنية على التعيين اللاحق الأكثر احتمالاً للفئة. الاختصارات: AIC = معيار أكايكي للمعلومات؛ BIC = معيار بيز للمعلومات؛ aBIC = معيار بيز للمعلومات المعدل حسب حجم العينة؛ LMR-LRT = اختبار نسبة الاحتمال المعدل لـ لو-منديل-روبين؛ BLRT = اختبار نسبة الاحتمال بطريقة Bootstrap.
| عنصر | تصنيف | استقلالية عالية-تحسن بطيء (C1) (العدد = 66) | تبعية متوسطة-تدهور سريع (C2) (العدد = 54) | اعتماد عالٍ-تحسن ملحوظ (C3) (العدد = 90) | تبعية عالية-تفاقم بطيء (C4) (العدد = 50) | الإحصاء | P قيمة |
| العمر (بالسنوات) | − | 58.20 ± 7.80 | 61.50 ± 7.40 | 55.80 ± 7.60 | 63.10 ± 7.20 | 12.572 | <0.001 |
| الجنس | ذكر | 43 | 35 | 58 | 31 | 0.142 | 0.986 |
| أنثى | 23 | 19 | 32 | 19 | |||
| مؤشر كتلة الجسم (كجم/م²) | — | 23.60 ± 2.70 | 23.40 ± 2.80 | 23.80 ± 2.90 | 23.50 ± 2.60 | 0.27 | 0.847 |
| الحالة الاجتماعية | متزوج | 46 | 24 | 64 | 25 | 14.749 | 0.002 |
| غير متزوج / مطلق / أرمل | 20 | 30 | 26 | 25 | |||
| تصنيف وظائف القلب | الفئة الأولى-الثانية | 41 | 22 | 60 | 20 | 15.283 | 0.002 |
| الفئتان الثالثة والرابعة | 25 | 32 | 30 | 30 | |||
| نوع احتشاء عضلة القلب | ارتفاع القطاع ST | 50 | 35 | 44 | 37 | 15.035 | 0.002 |
| عدم ارتفاع القطعة ST | 16 | 19 | 46 | 13 | |||
| التدخل التاجي عبر الجلد | نعم | 45 | 38 | 62 | 21 | 12.863 | 0.005 |
| لا | 21 | 16 | 28 | 29 | |||
| العلاج بمذيبات الخثرات | نعم | 52 | 49 | 66 | 29 | 15.622 | 0.001 |
| لا | 14 | 5 | 24 | 21 | |||
| مقياس هاميلتون للتقييم السريري للاكتئاب (HAMD score) | − | 10.80 ± 2.70 | 13.10 ± 2.90 | 11.20 ± 2.60 | 14.10 ± 3.00 | 19.04 | <0.001 |
| درجة مقياس SSRS | − | 43.00 ± 4.80 | 38.50 ± 5.00 | 42.00 ± 4.90 | 36.80 ± 5.10 | 20.742 | <0.001 |
| درجة مقياس اضطراب القلق العام (GAD-7) | - | 9.50 ± 2.50 | 12.10 ± 2.80 | 10.00 ± 2.60 | 13.70 ± 3.00 | 30.585 | <0.001 |
| التاريخ المرضي للأمراض الكامنة | نعم | 20 | 32 | 28 | 34 | 27.903 | <0.001 |
| لا | 46 | 22 | 62 | 16 |
الجدول 2: التحليل أحادي المتغير للخصائص عبر فئات مسار التبعية التمريضية. يتم عرض المتغيرات المستمرة كمتوسط ± الانحراف المعياري وتمت مقارنتها باستخدام تحليل التباين أحادي الاتجاه. أما المتغيرات الفئوية فتُعرض كأعداد المشاركين وتمت مقارنتها باستخدام اختبارات مربع كاي لبيرسون. جميع قيم P هي مقارنات إجمالية ثنائية الجانب عبر فئات المسارات الأربعة. الاختصارات: BMI = مؤشر كتلة الجسم؛ HAMD-17 = مقياس هاميلتون لتقييم الاكتئاب المكون من 17 بنداً؛ SSRS = مقياس تقييم الدعم الاجتماعي؛ GAD-7 = مقياس اضطراب القلق العام-7؛ PCI = التدخل التاجي عبر الجلد.
| متغير | وصف التكليف |
| العمر | أُدخلت كقيمة أصلية |
| الحالة الاجتماعية | غير متزوج/مطلق/أرمل = 0؛ متزوج = 1 |
| تصنيف وظائف القلب | الفئة 1، 2 = 0؛ الفئة 3، 4 = 1 |
| نوع الاحتِشاء | عدم ارتفاع القطعة ST = 0؛ ارتفاع القطعة ST = 1 |
| العلاج التداخلي | لا = 0؛ نعم = 1 |
| العلاج بمذيبات الخثرات | لا = 0؛ نعم = 1 |
| مقياس هاميلتون لتقدير الاكتئاب (HAMD) | أُدخلت كقيمة أصلية |
| درجة مقياس SSRS | أُدخلت كقيمة أصلية |
| درجة مقياس اضطراب القلق العام-7 (GAD-7) | أُدخلت كقيمة أصلية |
| التاريخ المرضي للأمراض الكامنة | لا = 0؛ نعم = 1 |
الجدول 3: ترميز المتنبئات المرشحة للانحدار اللوجستي متعدد الحدود. تم إدخال العمر، وHAMD-17، وSSRS، وGAD-7 باستخدام قيمها المستمرة الأصلية. بالنسبة للمتغيرات الثنائية، كانت الفئة المرمزة بـ 0 هي الفئة المرجعية: غير متزوج/مطلق/أرمل للحالة الاجتماعية؛ وظيفة القلب من الفئة I–II؛ NSTEMI؛ عدم إجراء PCI؛ عدم تلقي علاج بمذيبات الخثرات؛ وعدم وجود تاريخ من الأمراض الكامنة. الاختصارات: HAMD-17 = مقياس هاميلتون لتقييم الاكتئاب المكون من 17 بنداً؛ SSRS = مقياس تقييم الدعم الاجتماعي؛ GAD-7 = مقياس اضطراب القلق العام-7؛ NSTEMI = احتشاء عضلة القلب دون ارتفاع قطعة ST؛ PCI = التدخل التاجي عبر الجلد.
| مقارنة المجموعات | متغير | β | تراكم السوائل في الرئة (الوذمة الرئوية) | اختبار والد χ² | P | نسبة الأرجحية المعدلة (فاصل ثقة 95%) |
| C2 مقابل C1 | العمر | 0.052 | 0.03 | 2.885 | 0.089 | 1.053 (0.992–1.118) |
| متزوج | −1.422 | 0.475 | 8.951 | 0.003 | 0.241 (0.095–0.612) | |
| مقياس هاميلتون للاكتئاب-17 (HAMD-17) | 0.281 | 0.085 | 10.893 | <0.001 | 1.324 (1.121–1.564) | |
| تقارير خدمات SQL Server | −0.240 | 0.052 | 21.236 | <0.001 | 0.787 (0.711–0.871) | |
| مقياس اضطراب القلق العام-7 (GAD-7) | 0.317 | 0.086 | 13.607 | <0.001 | 1.374 (1.160–1.626) | |
| الأمراض الكامنة | 1.134 | 0.48 | 5.567 | 0.018 | 3.107 (1.212–7.968) | |
| C3 مقابل C1 | العمر | −0.047 | 0.023 | 4.389 | 0.036 | 0.954 (0.912–0.997) |
| متزوج | 0.085 | 0.367 | 0.054 | 0.817 | 1.088 (0.531–2.233) | |
| HAMD-17 | 0.053 | 0.064 | 0.682 | 0.409 | 1.054 (0.930–1.195) | |
| نظام التقارير الموحد (SSRS) | −0.048 | 0.034 | 1.982 | 0.159 | 0.953 (0.891–1.019) | |
| مقياس اضطراب القلق العام-7 (GAD-7) | 0.078 | 0.066 | 1.375 | 0.241 | 1.081 (0.949–1.231) | |
| الأمراض الكامنة | 0.019 | 0.374 | 0.003 | 0.959 | 1.020 (0.490–2.123) | |
| C4 مقابل C1 | العمر | 0.074 | 0.035 | 4.438 | 0.035 | 1.077 (1.005–1.154) |
| متزوج | −1.394 | 0.544 | 6.574 | 0.01 | 0.248 (0.085–0.720) | |
| مقياس هاميلتون للاكتئاب-17 (HAMD-17) | 0.383 | 0.097 | 15.733 | <0.001 | 1.466 (1.214–1.772) | |
| تقارير خدمات SQL Server | −0.318 | 0.06 | 27.91 | <0.001 | 0.727 (0.646–0.819) | |
| مقياس اضطراب القلق العام-7 (GAD-7) | 0.473 | 0.101 | 22.111 | <0.001 | 1.605 (1.318–1.955) | |
| الأمراض الكامنة | 1.494 | 0.552 | 7.332 | 0.007 | 4.454 (1.511–13.134) |
الجدول 4: تحليل الانحدار اللوجستي متعدد الحدود للعوامل المرتبطة بعضوية مسار التبعية التمريضية. تم تحديد الفئة C1، وهي الاستقلالية العالية-التحسن البطيء، كفئة النتيجة المرجعية. تم تقرير نسب الأرجحية (ORs) المعدلة وفترات الثقة (CIs) بنسبة 95% للفئات C2 مقابل C1، وC3 مقابل C1، وC4 مقابل C1. تم الحصول على نموذج التأثيرات الرئيسية النهائي باستخدام اختيار نسبة الأرجحية الخلفي. أظهر النموذج النهائي تحسناً ملحوظاً مقارنة بنموذج التقاطع فقط (نسبة الأرجحية χ2 = 190.966، df = 18، P < 0.001)، مع قيمة Nagelkerke pseudo-R2 تبلغ 0.557 ودقة تصنيف إجمالية بلغت 53.1%. الاختصارات: OR = نسبة الأرجحية؛ CI = فترة الثقة؛ HAMD-17 = مقياس هاميلتون لتقييم الاكتئاب المكون من 17 بنداً؛ SSRS = مقياس تقييم الدعم الاجتماعي؛ GAD-7 = مقياس اضطراب القلق العام-7.
الملف التكميلي 1: البيانات الخام التي تدعم نتائج هذه الدراسة.يرجى النقر هنا لتنزيل هذا الملف.
المناقشة
يجب تفسير التغيرات الطولية في الاعتماد على التمريض بشكل وصفي. على مستوى المجموعة الكاملة، كان متوسط درجة مقياس CDS هو 48.28 ± 10.25 في T1، مما يشير إلى احتياجات كبيرة من الرعاية التمريضية في المرحلة المبكرة بعد احتشاء عضلة القلب الحاد (AMI)11. ارتفعت درجة CDS إلى 54.16 ± 14.33 في T2 أثناء العلاج الحاد والتعافي المبكر12، ثم انخفضت بشكل طفيف إلى 52.82 ± 12.17 عند الخروج من المستشفى، وارتفعت مرة أخرى إلى 56.58 ± 15.15 بعد شهر واحد من الخروج. وقد سلطت الأبحاث السابقة الضوء على التحديات المتعلقة بالمشاركة في إعادة التأهيل القلبي بعد AMI13؛ ومع ذلك، لم تقيم الدراسة الحالية بشكل مباشر ما إذا كانت المشاركة في إعادة التأهيل أو عوامل محددة أخرى هي المسؤولة عن التغيرات الزمنية الملحوظة. كما أظهر تحليل الفئات الكامنة أن نمط المتوسط العام قد أخفى أربعة مسارات مختلفة جوهرياً. يتوافق هذا التباين بشكل عام مع أبحاث مسارات أمراض القلب والأوعية الدموية السابقة، بما في ذلك مسارات جودة الحياة المتعلقة بالصحة بعد AMI14 ومسارات الرعاية الذاتية لدى المرضى المصابين بمرض الشريان التاجي15. وقد تعكس الاختلافات في عدد وشكل الفئات عبر الدراسات تباينات في المفاهيم المقاسة، وجداول التقييم، ومجموعات المرضى، ومدة المتابعة، ونهج نمذجة الفئات الكامنة.
تعد عدة خطوات في البروتوكول حاسمة لضمان إمكانية تكرار النتائج. أولاً، يجب تحديد T1 بشكل متسق؛ إذ ينبغي أن يتم التقييم القاعدي بعد نجاح العلاج الطارئ واستعادة الوعي، لأن التقييم المبكر قد يرصد عدم استقرار سريري عابر بدلاً من حالة وظيفية موثوقة. ثانياً، يجب توحيد آلية تقديم CDS عبر جميع النقاط الزمنية الأربع، لأن التغييرات في التعليمات أو إجراءات المساعدة قد تؤدي إلى ظهور فروق طولية اصطناعية. ثالثاً، يجب التمييز بوضوح بين التقييمات النفسية والاجتماعية القاعدية وتقييمات CDS المتكررة؛ فقد تم تطبيق HAMD-17 وGAD-7 وSSRS مرة واحدة عند T1، بينما تم تطبيق CDS بشكل متكرر من T1 إلى T4. وأخيراً، يجب مواءمة GMM باستخدام بدايات عشوائية كافية وتقييمها من خلال تكرار القيمة القصوى للاحتمالية اللوغاريتمية (log-likelihood)، وتقديرات المعلمات المقبولة، والاحتمالات البعدية، وأحجام الفئات ذات الدلالة السريرية، بدلاً من اختيارها بناءً على انخفاض قيم AIC أو BIC فقط.
يوضح اختيار الحل المكون من أربع فئات اعتباراً هاماً في نمذجة المزيج. فقد أدى إضافة فئة خامسة إلى خفض معايير المعلومات بشكل طفيف وزيادة الإنتروبيا؛ ومع ذلك، لم يظهر الحل المكون من خمس فئات تحسناً دالاً إحصائياً وفقاً لاختبار LMR-LRT (P = 0.128) أو اختبار BLRT (P = 0.063)، كما أدى إلى ظهور مجموعة فرعية صغيرة تضم 6.4% فقط من العينة مع تمايز سريري إضافي محدود. وبناءً على ذلك، في التطبيقات المماثلة، لا ينبغي تفسير كل فئة إضافية تلقائياً على أنها مجموعة فرعية بيولوجية أو سريرية ذات معنى. ويجب إعادة النظر في حل أبسط عندما ينتج النموذج فئة صغيرة جداً، أو يظهر تقارباً غير مستقر، أو يعطي قيمة لوغاريتم الاحتمالية القصوى غير مكررة، أو ينتج مسارات غير منطقية، أو يظهر تغيرات جوهرية في تكوين الفئات استجابةً لتغيرات طفيفة في القيم الابتدائية. وعلى العكس من ذلك، قد يكون النموذج الأبسط إحصائياً غير مناسب إذا كان يدمج أنماطاً طولية متمايزة سريرياً ومنفصلة جيداً.
يجب تفسير تحليل العوامل المرتبطة على أنه استكشافي وليس تنبؤياً أو سببياً. وقد أظهر العمر ارتباطات محددة بالفئة مع العضوية في المسار. كما حددت دراسات استشرافية سابقة أجريت على مرضى احتشاء عضلة القلب الحاد (AMI) أن التقدم في السن يعد مؤشراً هاماً للتدهور اللاحق في الحالة الصحية وأنشطة الحياة اليومية16,17. كما ارتبطت الحالة الاجتماعية بالعضوية في المسار، وأفادت مراجعة منهجية وتحليل شمولي بوجود ارتباطات بين الحالة الاجتماعية أو وجود شريك والنتائج التي أبلغ عنها المرضى بعد احتشاء عضلة القلب18. وقد ارتبط انخفاض الدعم الاجتماعي المدرك بتدهور الحالة الصحية وظهور أعراض اكتئابية بعد AMI19، في حين أن الضيق النفسي بعد احتشاء عضلة القلب له أهمية سريرية أيضاً20. وعلاوة على ذلك، ربطت الأدلة الاستشرافية بين انخفاض الدعم الاجتماعي المدرك ونتائج صحية بدنية وعقلية أسوأ بعد AMI21. وارتبط التاريخ المرضي للأمراض الكامنة بعدة مقارنات للمسارات في الدراسة الحالية، وقد ربطت أدلة سابقة بين تعدد المراضة والضعف الوظيفي لدى المرضى الذين لديهم تاريخ من AMI22. ومع ذلك، لم يقم التحليل الحالي بتقييم الآليات الفسيولوجية أو السلوكية أو النفسية والاجتماعية الكامنة وراء هذه الارتباطات. لذا، لا ينبغي تفسير النتائج على أنها دليل على أن تعديل هذه العوامل سيؤدي بالضرورة إلى تغيير العضوية في فئة المسار.
تنطوي هذه الطريقة على عدة قيود؛ حيث أُجريت الدراسة في مركز واحد باستخدام عينة ميسرة، مما قد يكون قد أدى إلى حدوث تحيز في الاختيار وحدّ من الصلاحية الخارجية. كما شملت الدراسة فقط المرضى الذين تعرضوا لاحتشاء عضلة القلب للمرة الأولى؛ لذا، فإن هيكل المسار الذي تم تحديده قد لا ينطبق على المرضى الذين يعانون من نوبات متكررة. وانتهت فترة المتابعة بعد شهر واحد من الخروج من المستشفى، مما حال دون تقييم ما إذا كانت فئات المسارات الأربع تظل مستقرة على مدى فترات أطول. كما لم يتم إدراج متغيرات قلبية وعائية هامة بشكل منهجي، بما في ذلك الكسر القذفي للبطين الأيسر، وتصنيف Killip، وخصائص الوعاء الدموي المسبب، ونجاح الإجراء، والمضاعفات داخل المستشفى، والعلاج الطبي المفصل، والببتيد المدر للصوديوم من النوع B، والقدرة على تحمل التمرين، والمشاركة في برنامج تأهيل قلبي منظم. وبناءً على ذلك، لا يمكن استبعاد وجود عوامل مربكة متبقية تتعلق بشدة المرض، وكثافة العلاج، وحالة التأهيل.
تتعلق محدودية أخرى بدقة بعض تقديرات الانحدار الخاصة بفئات معينة؛ حيث لم يتم إجراء حساب رسمي مسبق لحجم العينة بناءً على المحاكاة. وعلى الرغم من أن نموذج الخليط الغاوسي (GMM) المكون من أربع فئات قد أظهر تقارباً مستقراً وجودة تصنيف مرضية، إلا أن بعض مجموعات المسارات كانت صغيرة نسبياً. لذا، يجب تفسير فترات الثقة الواسعة لتقديرات مختارة، لا سيما تلك المتعلقة بتاريخ الأمراض الكامنة، بحذر. وهناك حاجة إلى مجموعات أرصاد مستقبلية أكبر ومتعددة المراكز مع فترات متابعة أطول، وتنميط ظاهري قلبي وعائي أكثر شمولاً، وتكرار مستقل لتأكيد بنية الفئات المحددة والعوامل المرتبطة بها. ورغم هذه المحدوديات، فإن الإطار المدمج بين مقياس CDS المتكرر ونموذج GMM يوفر نهجاً عملياً لتحديد أنماط التعافي المبكر غير المتجانسة، وقد يسهل إجراء تقييم تمريضي ومتابعة أكثر تفريداً للمرضى الذين يعانون من احتشاء عضلة القلب الحاد (AMI).
الإفصاحات
يصرح المؤلفون بعدم وجود تضارب في المصالح. لم يتم استخدام أي أدوات ذكاء اصطناعي (AI) في إعداد أو كتابة أو تحرير أو إنشاء الأشكال التوضيحية لهذه المخطوطة.
مساهمات المؤلفين:
ساهم جميع المؤلفين في تصور وتصميم الدراسة، وجمع البيانات وتفسيرها، وإعداد المخطوطة ومراجعتها. وقد راجع جميع المؤلفين النسخة النهائية من المخطوطة ووافقوا عليها، ووافقوا على تحمل المسؤولية عن جميع جوانب العمل
شكر وتقدير
يتوجه المؤلفون بالشكر للمرضى الذين شاركوا في هذه الدراسة، وللكادر السريري الذي ساعد في إدارة الاستبيانات وجمع البيانات والمتابعة. لم يتلقَّ هذا البحث أي منحة محددة من أي وكالة تمويل في القطاعات العامة أو التجارية أو غير الربحية.
المواد
| الاسم | الشركة | رقم فهرسي | التعليقات |
|---|---|---|---|
| مقياس الاعتماد على الرعاية (CDS) | ديكسترا أ، بويست ج، داسين ت | نظرًا لعدم توفر نص مصدر للترجمة، يرجى تزويدي بالنص الإنجليزي المراد ترجمته من محتوى JoVE العلمي والتعليمي، وسأقوم بترجمته إلى اللغة العربية بدقة أكاديمية وعلمية متخصصة وفقًا للمعايير المذكورة. | مقياس تقييم الاعتماد على الرعاية التمريضية الأصلي المكون من 15 بنداً؛ وتشير الدرجات الأعلى إلى استقلالية أكبر. |
| مقياس الاعتماد على الرعاية، النسخة الصينية | تشانغ إس كيو، تشو واي إم، لي إل، وآخرون. | لا ينطبق | النسخة الصينية/مصدر التحقق المذكور في المخطوطة والمستخدم لدعم طلب نظام دعم القرار السريري (CDS) في هذه الدراسة. |
| استبيان المعلومات العامة | فريق الدراسة، سكان محافظة لينكوان’مستشفى s | تم تطويره ضمن الدراسة؛ لا يوجد رقم كتالوج | نموذج خاص بالدراسة يُستخدم لجمع بيانات العمر، والجنس، ومؤشر كتلة الجسم، والحالة الاجتماعية، وتصنيف وظائف القلب، ونوع احتشاء عضلة القلب، واستراتيجية إعادة التروية، والتاريخ المرضي للأمراض الكامنة. |
| مقياس اضطراب القلق العام-7 (GAD-7) | سبيتزر RL، كرونكي K، ويليامز JBW، Löنحن B | لا ينطبق | مقياس قلق منشور مكون من 7 بنود تم تطبيقه مرة واحدة عند خط الأساس (T1). |
| مقياس هاميلتون لتقدير الاكتئاب، المكون من 17 بنداً (HAMD-17) | هاميلتون M | نظرًا لعدم توفر نص مصدر، يرجى تزويدي بالنص الذي ترغب في ترجمته لكي أتمكن من تنفيذ المهمة وفقًا للمعايير المهنية والأكاديمية المحددة. | مقياس اكتئاب منشور مُقيّم من قبل سريريين؛ وقد استُخدم نهج تسجيل الدرجات المكون من 17 بنداً عند الخط الأساسي (T1). |
| IBM SPSS Statistics | IBM Corp. | الإصدار 26.0 | برمجيات إحصائية مستخدمة في الإحصاء الوصفي، واختبار تحليل التباين أحادي الاتجاه (one-way ANOVA)، واختبارات كاى تربيع (chi-square)، والانحدار اللوجستي متعدد الحدود. |
| وثائق IBM SPSS Statistics 26 | شركة IBM Corp. | وثائق الإصدار 26 | المورد التوثيقي الرسمي لبرنامج IBM SPSS Statistics 26. |
| Mplus | موتéن & مُثéن | الإصدار 8.3 | برنامج إحصائي يُستخدم لملاءمة نماذج الخليط النموي من فئة واحدة إلى خمس فئات؛ تم إصدار الإصدار 8.3 في 30 أبريل 2019. |
| دليل مستخدم Mplus | موثéن & مُثّéن | الطبعة الثامنة / الإصدار 8 | وثائق مستخدم Mplus الرسمية الإصدار 8 المستخدمة كمورد برمجيات منهجي. |
| مقياس تصنيف الدعم الاجتماعي (SSRS) | شياو إس واي | نظرًا لعدم وجود نص مصدر في طلبكم، يرجى تزويدي بالنص الإنجليزي الذي ترغبون في ترجمته وسأقوم فوراً بتحويله إلى اللغة العربية وفقاً للمعايير العلمية والأكاديمية المحددة في تعليماتكم. | مقياس الدعم الاجتماعي الصيني المنشور والمكون من 10 بنود، والذي تم تطبيقه مرة واحدة عند الخط الأساسي (T1). |
| قائمة مراجعة STROBE للدراسات الأترابية | مبادرة STROBE | قائمة مراجعة الدراسة الأترابية | قائمة مراجعة التقارير المستخدمة لمراجعة مدى اكتمال تقرير الدراسة الرصدية الطولية. |
| بيان STROBE | مبادرة STROBE | إرشادات عام 2007 | إرشادات إعداد التقارير للدراسات الرصدية؛ تُستخدم كمورد لإعداد التقارير الخاصة بتصميم الدراسة، والمشاركين، والتحيز، والأساليب الإحصائية، والنتائج، والقيود. |
المراجع
- Cai D, et al. Sex differences in outcomes in patients with acute myocardial infarction. BMC Cardiovasc Disord. 2025;25(1):272.
- Liu M, et al. A patient with acute myocardial infarction with electrocardiogram Aslanger's pattern. BMC Cardiovasc Disord. 2024;24(1):3.
- Yu F, Yuan X, Fu S. Optimizing emergency nursing protocols to enhance outcomes in patients with acute myocardial infarction: a retrospective study. Medicine (Baltimore). 2025;104(23):e41412.
- Guo J, Chen Y, Dai Y, Chen Q, Wang X. Influencing factors of care dependence in patients with coronary heart disease after percutaneous coronary intervention: a cross-sectional study. Nurs Open. 2023;10(1):241-251.
- Zhang SQ, Zhu YS, Li L, Ye WQ. Reliability and validity analysis of the Chinese version of the Care Dependency Scale for elderly patients. J Nurs Sci. 2014;29(3):7-9. [in Chinese].
- Li CQ, Zhong GK. Application of several commonly used mental health rating scales in psychiatry. Chin J Clin Rehabil. 2005;(12):34. [in Chinese].
- Spitzer RL, Kroenke K, Williams JBW, Löwe B. A brief measure for assessing generalized anxiety disorder: the GAD-7. Arch Intern Med. 2006;166(10):1092-1097.
- Xiao SY. The theoretical basis and research application of the Social Support Rating Scale. J Clin Psychiatry. 1994;4(2):98-100. [in Chinese].
- Muthén LK, Muthén BO. How to use a Monte Carlo study to decide on sample size and determine power. Struct Equ Modeling. 2002;9(4):599-620.
- Pate A, et al. Minimum sample size for developing a multivariable prediction model using multinomial logistic regression. Stat Methods Med Res. 2023;32(3):555-571.
- Shen Y, et al. Observation on the application effect of stressor perception and response meticulous nursing in the perioperative period of acute myocardial infarction. Altern Ther Health Med. 2024;30(1):63-67.
- Nakamura K, Ohbe H, Uda K, Fushimi K, Yasunaga H. Early rehabilitation after acute myocardial infarction: a nationwide inpatient database study. J Cardiol. 2021;78(5):456-462.
- Wang L, Liu J, Fang H, Wang X. Factors associated with participation in cardiac rehabilitation in patients with acute myocardial infarction: a systematic review and meta-analysis. Clin Cardiol. 2023;46(11):1450-1457.
- Munyombwe T, et al. Quality of life trajectories in survivors of acute myocardial infarction: a national longitudinal study. Heart. 2020;106(1):33-39.
- Ingadóttir B, Svavarsdóttir MH, Jurgens CY, Lee CS. Self-care trajectories of patients with coronary heart disease: a longitudinal, observational study. Eur J Cardiovasc Nurs. 2024;23(7):780-788.
- Hajduk AM, Dodson JA, Murphy TE, Chaudhry SI. A risk model for decline in health status after acute myocardial infarction among older adults. J Am Geriatr Soc. 2023;71(4):1228-1235.
- Hajduk AM, et al. Risk model for decline in activities of daily living among older adults hospitalized with acute myocardial infarction: the SILVER-AMI study. J Am Heart Assoc. 2020;9(19):e015555.
- Zhu C, Tran PM, Leifheit EC. Association of marital/partner status and patient-reported outcomes following myocardial infarction: a systematic review and meta-analysis. Eur Heart J Open. 2023;3(2):oead018.
- Leifheit-Limson EC, et al. The role of social support in health status and depressive symptoms after acute myocardial infarction: evidence for a stronger relationship among women. Circ Cardiovasc Qual Outcomes. 2010;3(2):143-150.
- Levine GN, et al. Post-myocardial infarction psychological distress: a scientific statement from the American Heart Association. Circulation. 2025;152(16):e298-e310.
- Bucholz EM, et al. Effect of low perceived social support on health outcomes in young patients with acute myocardial infarction: results from the VIRGO (Variation in Recovery: Role of Gender on Outcomes of Young AMI Patients) study. J Am Heart Assoc. 2014;3(5):e001252.
- Bagai A, et al. Multimorbidity, functional impairment, and mortality in older patients stable after prior acute myocardial infarction: insights from the TIGRIS registry. Clin Cardiol. 2022;45(12):1277-1286.