Ce protocole longitudinal combine des évaluations répétées de l'échelle de dépendance aux soins avec une modélisation par mélange de croissance afin d'identifier des trajectoires distinctes de dépendance infirmière après un infarctus aigu du myocarde et d'évaluer les facteurs démographiques, cliniques et psychosociaux associés à l'appartenance aux classes de trajectoire.
Article de recherche
Classes latentes de trajectoires de dépendance 간en soins infirmiers et facteurs associés chez les patients atteints d'un infarctus aigu du myocarde
* These authors contributed equally
Dans cet article
Résumé
Résumé
Cette étude visait à identifier les classes latentes de trajectoires de dépendance en soins chez les patients ayant subi un infarctus aigu du myocarde (IAM) et à examiner les facteurs associés à l'appartenance à ces classes de trajectoire. Cette étude observationnelle longitudinale monocentrique a inclus 260 patients hospitalisés pour un IAM au Linquan County People’s Hospital entre janvier 2024 et janvier 2026. Le moment initial de l'étude a été défini comme le point temporel suivant le traitement d'urgence réussi et la récupération de la conscience. La dépendance en soins a été évaluée à l'aide de l'échelle de dépendance aux soins (Care Dependency Scale, CDS) au moment initial (T1), au troisième jour suivant l'admission (T2), à la sortie (T3) et un mois après la sortie (T4). Une modélisation mixte de croissance a été utilisée pour identifier des classes distinctes de trajectoires longitudinales. Les caractéristiques cliniques et psychosociales ont ensuite été évaluées à l'aide d'une régression logistique multinomiale afin d'identifier les facteurs indépendamment associés à l'appartenance à une classe de trajectoire. Quatre trajectoires distinctes de dépendance en soins ont été identifiées : type à forte indépendance et amélioration lente (C1, n = 66, 25,4 %), type à dépendance modérée et détérioration rapide (C2, n = 54, 20,8 %), type à forte dépendance et amélioration significative (C3, n = 90, 34,6 %) et type à forte dépendance et aggravation lente (C4, n = 50, 19,2 %). L'âge, le statut marital, les symptômes dépressifs et anxieux, le soutien social et les antécédents de maladies sous-jacentes ont montré des associations spécifiques à chaque classe indépendantes avec l'appartenance à une trajectoire. La dépendance en soins présentait une hétérogénéité interindividuelle importante chez les patients ayant un IAM, avec l'identification de quatre trajectoires longitudinales distinctes. Les facteurs associés à l'appartenance à une classe de trajectoire pourraient aider à identifier les patients nécessitant une évaluation infirmière plus étroite et un suivi individualisé ; toutefois, l'efficacité des interventions ciblant ces facteurs nécessite une évaluation prospective.
Introduction
L'infarctus aigu du myocarde (IAM) est généralement provoqué par une occlusion brutale de l'artère coronaire, entraînant une réduction marquée ou une interruption du flux sanguin myocardique et une nécrose myocardique ultérieure. L'IAM reste une affection cardiovasculaire grave menaçant le pronostic vital, car une fonction myocardique altérée et des complications aiguës peuvent fortement influencer les résultats à court et à long terme1. Les stratégies de reperfusion, notamment l'intervention coronaire percutanée et le traitement thrombolytique, permettent de rétablir le flux sanguin coronaire et ont considérablement amélioré la prise en charge aiguë de l'IAM. Néanmoins, même après un traitement aigu réussi, certains patients continuent de présenter des difficultés dans les soins personnels et les activités de la vie quotidienne, nécessitant ainsi des niveaux variables de soutien infirmier2.
La dépendance aux soins infirmiers peut affecter la qualité de vie des patients, leur participation sociale, leur rétablissement fonctionnel et l'ensemble du processus de réadaptation3. Les recherches antérieures sur l'infarctus aigu du myocarde (IAM) se sont principalement concentrées sur les stratégies diagnostiques et thérapeutiques, la prévention et la prise en charge des complications, ainsi que sur les facteurs pronostiques. Des études transversales antérieures menées chez des patients atteints de maladie coronarienne après une intervention coronarienne percutanée ont identifié la fragilité, l'auto-efficacité et l'état psychologique comme des facteurs associés à la dépendance aux soins ; toutefois, une évaluation ponctuelle ne permet pas de caractériser les changements intra-patients en matière de dépendance ni de distinguer les profils hétérogènes de rétablissement au fil du temps4. En évaluant de manière répétée la dépendance aux soins infirmiers à quatre moments différents et en appliquant une modélisation par mélange de croissance, la présente étude prolonge les analyses statiques antérieures en identifiant des sous-groupes latents de patients présentant des trajectoires longitudinales distinctes. L'identification de ces profils hétérogènes pourrait aider les cliniciens à reconnaître les patients ayant des profils de réadaptation différents et fournir une base pour une évaluation infirmière individualisée, un suivi et des soins de soutien.
Par conséquent, cette étude visait à identifier des classes longitudinales distinctes de dépendance aux soins infirmiers, depuis la ligne de base après le traitement d'urgence jusqu'à un mois après la sortie, chez des patients présentant un IAM, et à examiner les facteurs démographiques, cliniques et psychosociaux associés à l'appartenance à une classe de trajectoire. Étant donné la nature exploratoire de l'étude, aucune hypothèse orientée concernant des classes de trajectoire spécifiques n'avait été prédéfinie.
Protocole
L'étude a été menée au Département de médecine d'urgence de l'Hôpital populaire du comté de Linquan, Fuyang, Anhui, Chine. Le protocole de l'étude a été examiné et approuvé par le Comité d'éthique de l'Hôpital populaire du comté de Linquan (n° d'approbation : 24XNLC-HL1015). Un consentement éclairé écrit a été obtenu de tous les participants avant leur inclusion. Toutes les procédures impliquant des participants humains ont été réalisées conformément aux exigences éthiques institutionnelles et aux principes éthiques applicables.
Contexte de l'étude et identification des participants
L'étude a été menée comme une investigation observationnelle longitudinale monocentrique au sein du service de médecine d'urgence de l'hôpital populaire du comté de Linquan, Fuyang, Anhui, Chine. Les participants ont été recrutés entre janvier 2024 et janvier 2026 et ont été suivis depuis la ligne de base post-traitement d'urgence jusqu'à 1 mois après la sortie.
Un échantillonnage de convenance a été utilisé pour identifier les patients admissibles hospitalisés pour un infarctus aigu du myocarde (AMI). Les mêmes critères d'éligibilité et procédures de dépistage ont été appliqués à tous les participants potentiels. Étant donné que l'échantillonnage de convenance peut introduire un biais de sélection, cette source potentielle de biais a été prise en compte lors de l'interprétation de la généralisabilité des résultats.
Un total de 287 patients ont été dépistés, parmi lesquels 27 n'ont pas été inclus. Huit patients avaient déjà présenté un infarctus du myocarde, six n'ont pas pu terminer les évaluations prévues par l'étude en raison d'une altération de la conscience ou de la fonction cognitive, cinq présentaient d'autres maladies cardiaques organiques, quatre avaient des tumeurs malignes, une insuffisance multiviscérale ou d'autres maladies systémiques graves, et quatre ont refusé de participer. Les 260 patients restants ont été inclus dans l'étude.
Critères d'éligibilité et définition de la ligne de base
Les patients ont été inclus s'ils avaient un diagnostic clinique établi d'infarctus aigu du myocarde (IAM), s'ils présentaient leur premier épisode d'infarctus du myocarde, s'ils avaient 18 ans ou plus, s'ils avaient une conscience et une fonction cognitive intactes suffisantes pour comprendre et effectuer les évaluations de l'étude, et s'ils avaient donné leur consentement éclairé par écrit. Les patients souffrant d'autres maladies cardiaques organiques, de tumeurs malignes, d'insuffisance multiviscérale ou d'autres maladies organiques systémiques graves ont été exclus.
L'inclusion était limitée aux patients présentant un infarctus du myocarde inaugural afin de réduire l'hétérogénéité associée à un infarctus antérieur, une revascularisation préalable, une altération fonctionnelle chronique post-infarctus et des adaptations préexistantes en matière de soins personnels ou de réadaptation, tous facteurs pouvant influencer indépendamment la dépendance initiale aux soins infirmiers et les profils évolutifs ultérieurs.
T1 a été défini comme le moment suivant un traitement d'urgence réussi et la récupération de la conscience, auquel le participant était en mesure de réaliser les évaluations requises de manière fiable.
Collecte des données démographiques et cliniques cardiovasculaires
Un questionnaire général spécifique à l'étude a été utilisé pour recueillir l'âge, le sexe, l'indice de masse corporelle (IMC), l'état matrimonial, la classification fonctionnelle cardiaque, le type d'infarctus du myocarde, la stratégie de traitement de reperfusion et les antécédents de maladies sous-jacentes. Les informations démographiques et psychosociales ont été obtenues par évaluation à l'aide de questionnaires et par examen des dossiers médicaux, selon le cas. Les caractéristiques cliniques liées aux maladies cardiovasculaires, notamment la classification fonctionnelle cardiaque, le type d'infarctus du myocarde, la stratégie de reperfusion et les antécédents de maladies sous-jacentes, ont été extraites des dossiers médicaux concernant l'hospitalisation initiale en utilisant des définitions prédéfinies. La classification fonctionnelle cardiaque a été extraite du dossier médical de l'hospitalisation initiale et regroupée en classe I–II ou classe III–IV pour l'analyse. Le type d'infarctus du myocarde a été classé comme infarctus du myocarde avec sus-décalage du segment ST (STEMI) ou infarctus du myocarde sans sus-décalage du segment ST (NSTEMI), selon le diagnostic enregistré lors de l'hospitalisation initiale. Les antécédents de maladies sous-jacentes ont été codés de manière binaire comme absence (0) ou présence (1), la valeur « présence » indiquant qu'au moins une affection chronique concomitante prédéfinie avait été documentée dans l'histoire médicale.
L'intervention coronaire percutanée (PCI) et le traitement thrombolytique ont été enregistrés selon le traitement effectivement reçu pendant l'hospitalisation initiale, et non selon le plan thérapeutique prévu. Les valeurs initiales continues de l'âge et de l'IMC ont été conservées pour l'analyse statistique.
Évaluation répétée de la dépendance aux soins infirmiers
L'échelle de dépendance aux soins (CDS5) a été administrée au moment T1. Cette échelle comprend 15 items. Chaque item était coté de 1 (totalement dépendant) à 5 (presque indépendant), donnant un score total compris entre 15 et 75. Des scores plus élevés indiquaient une plus grande indépendance et une moindre dépendance aux soins infirmiers. Selon la classification CDS établie, des scores de 60 à 69 indiquent un degré limité de dépendance aux soins, tandis que des scores de 70 à 75 indiquent une quasi-indépendance ; par conséquent, un score total CDS <70 a été considéré comme indicatif d'une dépendance aux soins infirmiers dans la présente étude4,5.
L'évaluation du CDS a été répétée le jour 3 après l'admission (T2), au moment de la sortie (T3) et 1 mois après la sortie (T4). Les mêmes instructions, l'ordre des items, les règles de notation et les procédures d'assistance ont été utilisés lors de toutes les évaluations afin de minimiser les incohérences de mesure. L'évaluation à T4 a été réalisée lors du suivi programmé 1 mois après la sortie, soit en personne au cabinet de consultation externe, soit par téléphone lorsque la visite en personne n'était pas réalisable. Dans les deux cas, un membre formé de l'équipe de recherche a administré tous les items du CDS en utilisant les mêmes instructions standardisées, l'ordre des items et les critères de notation.
Les 260 participants inscrits ont complété le CDS aux quatre moments prévus, et aucun participant n'a été perdu lors du suivi pendant la période d'observation d'un mois.
Évaluation psychosociale initiale
L'échelle d'évaluation de la dépression de Hamilton à 17 items (HAMD-17)6 a été administrée une fois au moment T1. Les items 1 à 3, 7 à 11, 15 et 17 ont été cotés de 0 à 4, tandis que les items 4 à 6, 12 à 14 et 16 ont été cotés de 0 à 2. Les scores des items ont été additionnés pour obtenir un score total variant de 0 à 54, des scores plus élevés indiquant des symptômes dépressifs plus sévères.
Le questionnaire sur le trouble d'anxiété généralisée-7 (GAD-7)7 a été administré une seule fois au moment T1. Chacun des sept items a été noté de 0 (pas du tout) à 3 (presque tous les jours), donnant un score total compris entre 0 et 21. Des scores plus élevés indiquaient des symptômes d'anxiété plus sévères.
L'échelle d'évaluation du soutien social (SSRS)8 a été administrée une seule fois au moment T1. L'échelle comprenait 10 items. Les items 1 à 4 et 8 à 10 étaient notés sur une échelle à 4 points allant de 1 à 4 ; l'item 5 était coté de 1 à 4 selon le niveau de soutien déclaré ; les items 6 et 7 étaient cotés en fonction du nombre de sources de soutien disponibles. Le score total variait de 12 à 66, des scores plus élevés indiquant un soutien social plus important.
Toutes les évaluations CDS et psychosociales ont été administrées ou supervisées par des membres formés de l'équipe de recherche. Avant l'inclusion des participants, les évaluateurs ont reçu une formation normalisée sur l'administration des questionnaires, l'interprétation des items, l'aide autorisée et les procédures de notation. Les mêmes instructions normalisées, l'ordre des items et les critères de notation ont été utilisés tout au long de l'étude. Il n'était pas obligatoire qu'un même évaluateur examine un participant donné à chaque moment de l'évaluation ; la cohérence entre évaluateurs a été assurée grâce à une formation standardisée et à des procédures d'évaluation uniformes. Les participants ont été invités à remplir les questionnaires de manière indépendante chaque fois que possible. Lorsque des difficultés de lecture, de compréhension ou d'écriture étaient rencontrées, une assistance individualisée et normalisée était fournie, sans suggérer de réponses, interpréter les items à la place du participant ou modifier ses réponses.
Contrôle de qualité des données et gestion des données manquantes
Avant la passation du questionnaire, les participants ont été informés de l'objectif de l'étude, des procédures de remplissage et des exigences en matière de confidentialité. Des instructions standardisées et des procédures d'évaluation identiques ont été utilisées pour tous les participants. Les questionnaires remplis ont été vérifiés immédiatement afin de détecter les réponses manquantes ou manifestement invalides. Lorsqu'une question était laissée sans réponse, le participant était invité à revoir l'élément omis et, s'il le souhaitait, à fournir une réponse. Lorsqu'une assistance pour le questionnaire était nécessaire, le personnel de l'étude ne suggérait pas, n'interprétait pas et ne fournissait pas de réponses en place du participant. Les variables cliniques ont été extraites à l'aide de définitions prédéfinies, et les formulaires remplis ont été vérifiés avant la saisie des données.
Les 260 participants ont tous terminé les évaluations CDS aux temps T1 à T4, sans aucune perte au suivi. Les données longitudinales du CDS ainsi que les variables démographiques, cliniques et psychosociales incluses dans les analyses rapportées étaient complètes. Par conséquent, les 260 participants ont tous été inclus dans les analyses, et aucune imputation de données n’a été nécessaire.
Modélisation par mélange de classes latentes des scores longitudinaux de CDS
Une modélisation mixte de croissance (GMM) a été réalisée à l'aide de Mplus version 8.3. Un modèle GMM inconditionnel sans covariables a été ajusté, les variables CDS_T1, CDS_T2, CDS_T3 et CDS_T4 étant entrées comme variables manifestes continues.
Des solutions à une à cinq classes ont été ajustées séquentiellement à l'aide d'une estimation robuste du maximum de vraisemblance (MLR). Afin de réduire le risque de convergence vers un maximum local, 1 000 ensembles aléatoires de valeurs initiales ont été générés, et les 200 meilleurs ont été conservés pour l'optimisation en phase finale. Pour chaque solution, une terminaison normale, la réplication de la meilleure log-vraisemblance à travers les démarrages aléatoires et l'absence d'estimations de paramètres inadmissibles ont été confirmées.
Le critère d'information d'Akaike (AIC), le critère d'information bayésien (BIC), le BIC ajusté à la taille de l'échantillon (aBIC), l'entropie, le test du rapport de vraisemblance ajusté de Lo-Mendell-Rubin (LMR-LRT) et le test du rapport de vraisemblance avec bootstrap (BLRT) ont été enregistrés pour chaque solution. Des valeurs plus faibles d'AIC, de BIC et d'aBIC indiquaient un meilleur ajustement relatif du modèle, tandis que des valeurs d'entropie proches de 1 indiquaient une séparation plus nette des classes.
Chaque solution à k classes a été comparée à la solution correspondante à k − 1 classes à l'aide des tests LMR-LRT et BLRT. Le modèle final n'a pas été choisi uniquement en fonction de la diminution des critères d'information ; la stabilité de la convergence, la taille des classes, les probabilités postérieures d'appartenance, la parcimonie et l'interprétabilité clinique ont également été prises en compte. Chaque participant a été affecté à la classe présentant la probabilité postérieure d'appartenance la plus élevée, et les probabilités postérieures moyennes spécifiques à chaque classe ont été calculées comme mesure supplémentaire de la qualité de la classification.
Analyse des mesures répétées de CDS
Afin d'évaluer les changements intra-individuels des scores CDS entre T1, T2, T3 et T4 dans l'ensemble de la cohorte, une analyse de variance à mesures répétées à un facteur (RM-ANOVA) a été réalisée, le moment de l'évaluation constituant le facteur intra-sujets. Les hypothèses de normalité approximative et de sphéricité ont été vérifiées. La sphéricité a été évaluée à l'aide du test de Mauchly, et les résultats corrigés selon Greenhouse–Geisser ont été utilisés lorsque l'hypothèse de sphéricité était violée. Tous les tests étaient bilatéraux, et une valeur de P < 0,05 a été considérée comme statistiquement significative.
Comparaisons univariées entre les classes de trajectoires
Les analyses autres que celles par GMM ont été réalisées à l'aide du logiciel IBM SPSS Statistics version 26.0. L'âge, l'IMC, les scores HAMD-17, SSRS et GAD-7 ont été analysés comme des variables continues sans catégorisation.
Les variables continues approximativement distribuées selon une loi normale ont été exprimées en moyenne ± écart-type et comparées entre les quatre classes de trajectoire à l'aide d'une analyse de variance à un facteur. Les variables catégorielles ont été exprimées en effectifs et comparées à l'aide du test du chi-deux de Pearson. Toutes les valeurs de P étaient bilatérales, et un seuil de P < 0,05 a été utilisé pour déterminer les variables à inclure dans le modèle multivarié initial.
Dans l'analyse univariée, l'âge, l'état matrimonial, la classification de la fonction cardiaque, le type d'infarctus du myocarde, l'ICP, le traitement thrombolytique, le score HAMD-17, le score SSRS, le score GAD-7 et les antécédents de maladies sous-jacentes ont satisfait au critère P < 0,05 et ont donc été inclus dans le modèle multivarié initial. Le sexe et l'IMC n'ont pas satisfait à ce critère.
Régression logistique multinomiale et diagnostics du modèle
Les quatre classes de trajectoires ont été considérées comme un résultat nominal, et une régression logistique multinomiale a été effectuée plutôt qu'une régression logistique binaire. La catégorie C1 (Indépendance élevée-Amélioration lente) a été désignée comme la catégorie de résultat de référence.
Toutes les variables ayant une valeur de P < 0,05 dans les analyses univariées ont été incluses dans le modèle initial. Une sélection rétrograde par rapport de vraisemblance a ensuite été appliquée, les variables présentant une valeur de P > 0,10 étant supprimées séquentiellement. Les effets principaux statistiquement significatifs ont été conservés dans le modèle final.
La multicolinéarité a été évaluée à l'aide des valeurs de tolérance et du facteur d'inflation de la variance (VIF). Dans l'analyse finale, les valeurs de tolérance variaient approximativement de 0,81 à 0,97, et les valeurs de VIF de 1,03 à 1,24, ce qui indique une absence de multicolinéarité importante.
Les tests d'interaction ont été limités aux termes cliniquement plausibles préspécifiés afin de réduire le risque de surajustement. Trois interactions préspécifiées — âge × antécédents de maladies sous-jacentes, statut matrimonial × score SSRS, et score HAMD-17 × score GAD-7 — ont été évaluées individuellement à l'aide de tests du rapport de vraisemblance. Les valeurs P correspondantes étaient respectivement de 0,655, 0,301 et 0,908 ; par conséquent, aucun des termes d'interaction n'a été conservé.
Les performances globales du modèle ont été évaluées à l'aide du test du rapport de vraisemblance par rapport au modèle ne contenant que l'ordonnée à l'origine, des tests d'adéquation de Pearson et du déviance, des statistiques pseudo-R2 de Cox-Snell, Nagelkerke et McFadden, de la précision de classification, de la convergence et de l'évaluation d'une séparation complète ou quasi-complète.
Des rapports de cotes ajustés (OR) avec des intervalles de confiance à 95 % (IC) ont été indiqués pour tous les prédicteurs finaux dans les comparaisons C2 par rapport à C1, C3 par rapport à C1 et C4 par rapport à C1. Des IC larges ont été interprétés comme indiquant une précision limitée plutôt qu'une preuve définitive d'effets de grande ampleur.
Considérations et rapport sur la taille de l'échantillon
Aucun seuil universel unique de taille d'échantillon n'a été appliqué au modèle de mélange gaussien (GMM). L'adéquation de l'échantillon a été évaluée en fonction de la complexité du modèle, des proportions des classes, de la séparation entre les classes, des schémas de données manquantes, de l'entropie, des probabilités a posteriori et de la convergence9.
Aucun calcul formel de puissance basé sur des simulations a priori n'a été effectué, car l'étude constituait une investigation longitudinale exploratoire fondée sur la population éligible disponible pendant la période prédéfinie de recrutement. La solution finale à quatre classes comprenait respectivement 66, 54, 90 et 50 participants, et a produit une valeur d'entropie de 0,879, avec des probabilités postérieures moyennes variant de 0,871 à 0,927.
Pour la régression logistique multinomiale, l'adéquation de l'échantillon a été évaluée en fonction du nombre de participants dans chaque catégorie de résultat et du nombre de paramètres prédictifs candidats10. Étant donné que certaines classes de trajectoires étaient relativement petites, l'analyse de régression a été interprétée comme une analyse d'association exploratoire plutôt que comme l'élaboration d'un modèle de prédiction définitif.
L’étude observationnelle a été rapportée conformément au cadre STROBE (Strengthening the Reporting of Observational Studies in Epidemiology), incluant le plan d’étude, le contexte, le flux des participants, les sources de données, les sources potentielles de biais, la taille de l’étude, les méthodes statistiques, la gestion des données manquantes, les principaux résultats, les limites et la généralisabilité.
Résultats
Flux des participants et exhaustivité
Pendant la période de recrutement, 287 patients ayant fait un infarctus du myocarde (AMI) ont été évalués pour déterminer leur éligibilité. Vingt-sept patients n'ont pas été inclus : huit avaient déjà présenté un infarctus du myocarde antérieur, six étaient incapables de compléter les évaluations de l'étude en raison d'une altération de la conscience ou de la fonction cognitive, cinq présentaient d'autres maladies cardiaques organiques, quatre avaient des tumeurs malignes, une insuffisance multiviscérale ou d'autres maladies systémiques graves, et quatre ont refusé de participer. Les 260 participants restants ont été inclus dans l'étude, ont complété les quatre évaluations du CDS jusqu'à un mois après la sortie, et ont été pris en compte pour l'analyse finale par modèle de croissance mixte (GMM) et les analyses ultérieures. Aucune valeur longitudinale du CDS n'était manquante, aucun participant n'a été perdu lors du suivi, et aucune donnée démographique, clinique ou psychosociale n'était absente et n'a nécessité d'imputation dans les analyses rapportées.
Sélection du GMM à quatre classes
Les indices d'ajustement se sont progressivement améliorés du modèle à une classe à celui à quatre classes (Tableau 1). Le modèle à quatre classes a donné les valeurs suivantes : AIC = 6978,826, BIC = 7047,822, aBIC = 6978,741, entropie = 0,879, P = 0,027 pour le LMR-LRT et P < 0,001 pour le BLRT. Les proportions estimées par le modèle étaient respectivement de 25,8 %, 21,0 %, 34,1 % et 19,1 %. Lorsqu'une cinquième classe a été ajoutée, l'AIC, le BIC et l'aBIC ont légèrement diminué, passant respectivement à 6963,213, 7038,208 et 6962,613, tandis que l'entropie a augmenté à 0,912. Toutefois, ni le LMR-LRT (P = 0,128) ni le BLRT (P = 0,063) n'ont indiqué une amélioration statistiquement significative. De plus, la cinquième classe représentait seulement 6,4 % de l'échantillon. Par conséquent, le modèle à quatre classes a été retenu car il offrait le meilleur équilibre entre qualité d'ajustement du modèle, stabilité, parcimonie, taille des classes et interprétabilité clinique.
Convergence et qualité de la classification
La solution à quatre classes s'est terminée normalement, et la log-vraisemblance optimale a été répliquée 18 fois au cours des démarrages aléatoires. Aucune estimation de paramètre inadmissible n'a été observée. Les probabilités postérieures moyennes pour l'appartenance à la classe la plus probable étaient de 0,914 pour C1, 0,889 pour C2, 0,927 pour C3 et 0,871 pour C4, indiquant une séparation acceptable des classes.
Dépendance infirmière globale au fil du temps
Les scores moyens globaux du CDS étaient de 48,28 ± 10,25 à T1, de 54,16 ± 14,33 à T2, de 52,82 ± 12,17 à T3 et de 56,58 ± 15,15 à T4. Une ANOVA à mesures répétées à un facteur a révélé une différence globale significative des scores du CDS entre les quatre moments d'évaluation (F = 13,692, P < 0,001). Au niveau du groupe, les scores du CDS ont augmenté au jour 3, ont diminué légèrement au moment de la sortie, puis ont de nouveau augmenté un mois après la sortie. La variabilité plus importante observée aux moments ultérieurs suggère que le profil moyen masque une hétérogénéité substantielle entre les participants.
Modèles de trajectoire
Très probablement, l'attribution des classes a identifié quatre trajectoires : C1, Haute indépendance-amélioration lente (n = 66, 25,4 %) ; C2, Dépendance modérée-détérioration rapide (n = 54, 20,8 %) ; C3, Haute dépendance-amélioration significative (n = 90, 34,6 %) ; et C4, Haute dépendance-aggravation lente (n = 50, 19,2 % ; Figure 1). Les scores moyens au CDS pour C1 étaient respectivement de 55,50, 59,00, 60,00 et 64,00 aux temps T1 à T4 ; ceux de C2 étaient de 50,00, 49,00, 39,00 et 39,00 ; ceux de C3 étaient de 43,22, 59,35, 61,86 et 70,90 ; et ceux de C4 étaient de 46,00, 44,00, 42,00 et 40,00.
Comparaisons de classes univariées
L'âge différait significativement entre les groupes C1 à C4 (58,20 ± 7,80, 61,50 ± 7,40, 55,80 ± 7,60 et 63,10 ± 7,20 ans, respectivement ; F = 12,572, P < 0,001 ; Tableau 2). L'IMC ne différait pas significativement entre les groupes (23,60 ± 2,70, 23,40 ± 2,80, 23,80 ± 2,90 et 23,50 ± 2,60 kg/m2, respectivement ; F = 0,270, P = 0,847), et la répartition selon le sexe était également similaire (χ2 = 0,142, P = 0,986). Des différences significatives ont été observées pour le statut matrimonial (χ2 = 14,749, P = 0,002), la classification de la fonction cardiaque (χ2 = 15,283, P = 0,002), le type d'infarctus du myocarde (χ2 = 15,035, P = 0,002), la PCI (χ2 = 12,863, P = 0,005), le traitement thrombolytique (χ2 = 15,622, P = 0,001) et les antécédents de maladies sous-jacentes (χ2 = 27,903, P < 0,001).
Les scores moyens au HAMD-17 étaient de 10,80 ± 2,70, 13,10 ± 2,90, 11,20 ± 2,60 et 14,10 ± 3,00 respectivement pour C1–C4 (F = 19,040, P < 0,001). Les scores moyens au SSRS étaient de 43,00 ± 4,80, 38,50 ± 5,00, 42,00 ± 4,90 et 36,80 ± 5,10 respectivement (F = 20,742, P < 0,001), et les scores moyens au GAD-7 étaient de 9,50 ± 2,50, 12,10 ± 2,80, 10,00 ± 2,60 et 13,70 ± 3,00 respectivement (F = 30,585, P < 0,001).
Régression multinomiale finale
Les prédicteurs candidats ont été codés comme indiqué dans le Tableau 3. La sélection rétrograde par rapport de vraisemblance a conservé l'âge, le statut marital, le HAMD-17, le SSRS, le GAD-7 et les antécédents de maladies sous-jacentes dans le modèle final de régression logistique multinomiale (Tableau 4). Pour C2 par rapport à C1, être marié était associé à des cotes plus faibles d'appartenance à C2 (OR ajusté = 0,241, IC à 95 % = 0,095–0,612, P = 0,003), tandis que des scores plus élevés au HAMD-17 (OR = 1,324, IC à 95 % = 1,121–1,564), des scores plus élevés au GAD-7 (OR = 1,374, IC à 95 % = 1,160–1,626), des scores plus faibles au SSRS (OR = 0,787, IC à 95 % = 0,711–0,871) et des antécédents de maladies sous-jacentes (OR = 3,107, IC à 95 % = 1,212–7,968) étaient associés à l'appartenance à C2. L'âge n'était pas statistiquement significatif dans cette comparaison (P = 0,089). Pour C3 par rapport à C1, l'âge était le seul prédicteur conservé statistiquement significatif (OR = 0,954, IC à 95 % = 0,912–0,997, P = 0,036).
Par rapport au C1, un âge plus avancé (OR = 1,077, IC à 95 % = 1,005–1,154), un statut marital non marié (marié : OR = 0,248, IC à 95 % = 0,085–0,720), des scores plus élevés au HAMD-17 (OR = 1,466, IC à 95 % = 1,214–1,772), des scores plus faibles au SSRS (OR = 0,727, IC à 95 % = 0,646–0,819), des scores plus élevés au GAD-7 (OR = 1,605, IC à 95 % = 1,318–1,955) et des antécédents de maladies sous-jacentes (OR = 4,454, IC à 95 % = 1,511–13,134) étaient associés à l'appartenance au groupe C4.
Diagnostic du modèle
Le modèle multinomial final a fourni une amélioration significative par rapport au modèle nul (χ2 du rapport de vraisemblance = 190,966, ddl = 18, P < 0,001). Les tests d'ajustement de Pearson (χ2 = 745,020, ddl = 759, P = 0,635) et du résidu déviance (χ2 = 515,576, ddl = 759, P > 0,999) n'ont pas indiqué un mauvais ajustement du modèle. Les valeurs de pseudo-R2 de Cox-Snell, Nagelkerke et McFadden étaient respectivement de 0,520, 0,557 et 0,270, et la précision de classification était de 53,1 %. Le modèle a convergé après sept itérations, sans aucune preuve de séparation complète ou quasi-complète. Certaines estimations concernant les antécédents de maladies sous-jacentes présentaient des intervalles de confiance à 95 % relativement larges, indiquant une précision limitée et justifiant une interprétation prudente de ces associations.
DISPONIBILITÉ DES DONNÉES :
Les données brutes soutenant les résultats de cette étude sont fournies avec l'article sous forme de Fichier supplémentaire 1.
Figure 1 : Trajectoires longitudinales de la dépendance aux soins infirmiers chez les patients ayant subi un infarctus aigu du myocarde. Les quatre classes de trajectoires latentes identifiées par la modélisation mixte de croissance (GMM) étaient : Indépendance élevée-Amélioration lente (C1, n = 66, 25,4 %), Dépendance modérée-Détérioration rapide (C2, n = 54, 20,8 %), Dépendance élevée-Amélioration significative (C3, n = 90, 34,6 %) et Dépendance élevée-Aggravation lente (C4, n = 50, 19,2 %). T1 correspond au moment de la ligne de base après un traitement d'urgence réussi et le rétablissement de la conscience ; T2 correspond au jour 3 suivant l'admission ; T3 correspond à la sortie du patient ; et T4 correspond à 1 mois après la sortie. L'axe des ordonnées représente la moyenne des scores de l'échelle CDS spécifiques à chaque classe, des scores plus élevés indiquant une plus grande indépendance et une moindre dépendance aux soins infirmiers. Abréviations : AMI = infarctus aigu du myocarde ; CDS = échelle de dépendance aux soins ; GMM = modélisation mixte de croissance. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.
| Modèle | AIC | BIC | aBIC | Entropie | Valeur P du LMR-LRT | Valeur P du BLRT | Proportion des classes (%) |
| 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 |
Tableau 1 : Indices d'ajustement pour les modèles de mélange de croissance à une à cinq classes des trajectoires de dépendance en soins infirmiers. Des valeurs plus faibles des critères d'information indiquent un meilleur ajustement relatif du modèle, tandis que des valeurs d'entropie plus proches de 1 indiquent une séparation plus nette entre les classes. Le test LMR-LRT et le BLRT comparent un modèle à k classes avec le modèle correspondant à k − 1 classes. Les proportions de classes sont des proportions estimées par le modèle ; les effectifs finaux de participants et les pourcentages sont basés sur l'attribution postérieure la plus probable à une classe. Abréviations : AIC = critère d'information d'Akaike ; BIC = critère d'information bayésien ; aBIC = critère d'information bayésien ajusté à la taille de l'échantillon ; LMR-LRT = test du rapport de vraisemblance ajusté de Lo-Mendell-Rubin ; BLRT = test du rapport de vraisemblance par rééchantillonnage bootstrap.
| Élément | Classification | Haute indépendance – Amélioration lente (C1) (n = 66) | Dépendance modérée - Détérioration rapide (C2) (n = 54) | Haute dépendance-amélioration significative (C3) (n = 90) | Haute dépendance – Aggravation lente (C4) (n = 50) | Statistique | P valeur |
| Âge (années) | − | 58.20 ± 7.80 | 61.50 ± 7.40 | 55.80 ± 7.60 | 63.10 ± 7.20 | 12.572 | <0.001 |
| Sexe | Mâle | 43 | 35 | 58 | 31 | 0.142 | 0.986 |
| Femelle | 23 | 19 | 32 | 19 | |||
| IMC (kg/m²) | — | 23.60 ± 2.70 | 23.40 ± 2.80 | 23.80 ± 2.90 | 23.50 ± 2.60 | 0.27 | 0.847 |
| État civil | Marié(e) | 46 | 24 | 64 | 25 | 14.749 | 0.002 |
| Célibataire / Divorcé(e) / Veuf(ve) | 20 | 30 | 26 | 25 | |||
| Classification de la fonction cardiaque | Classe I–II | 41 | 22 | 60 | 20 | 15.283 | 0.002 |
| Classe III–IV | 25 | 32 | 30 | 30 | |||
| Type d'infarctus du myocarde | Élévation du segment ST | 50 | 35 | 44 | 37 | 15.035 | 0.002 |
| Élévation non-ST | 16 | 19 | 46 | 13 | |||
| Intervention coronaire percutanée | Oui | 45 | 38 | 62 | 21 | 12.863 | 0.005 |
| Non | 21 | 16 | 28 | 29 | |||
| Thérapie thrombolytique | Oui | 52 | 49 | 66 | 29 | 15.622 | 0.001 |
| Non | 14 | 5 | 24 | 21 | |||
| score HAMD | − | 10.80 ± 2.70 | 13.10 ± 2.90 | 11.20 ± 2.60 | 14.10 ± 3.00 | 19.04 | <0.001 |
| Score SSRS | − | 43.00 ± 4.80 | 38.50 ± 5.00 | 42.00 ± 4.90 | 36.80 ± 5.10 | 20.742 | <0.001 |
| score GAD-7 | - | 9.50 ± 2.50 | 12.10 ± 2.80 | 10.00 ± 2.60 | 13.70 ± 3.00 | 30.585 | <0.001 |
| Antécédents de maladies sous-jacentes | Oui | 20 | 32 | 28 | 34 | 27.903 | <0.001 |
| Non | 46 | 22 | 62 | 16 |
Tableau 2 : Analyse univariée des caractéristiques selon les classes de trajectoires de dépendance en soins infirmiers. Les variables continues sont présentées comme moyenne ± écart-type et ont été comparées à l’aide d’une analyse de variance à un facteur. Les variables catégorielles sont présentées sous forme de nombres de participants et ont été comparées à l’aide de tests du chi-deux de Pearson. Toutes les valeurs P sont bilatérales et correspondent à des comparaisons globales entre les quatre classes de trajectoires. Abréviations : BMI = indice de masse corporelle ; HAMD-17 = échelle d’évaluation de la dépression de Hamilton à 17 items ; SSRS = échelle d’évaluation du soutien social ; GAD-7 = trouble anxieux généralisé-7 ; PCI = intervention coronarienne percutanée.
| Variable | Description de l'affectation |
| Âge | Saisi comme valeur initiale |
| État civil | Célibataire/Divorcé/Veuf = 0 ; Marié = 1 |
| Classification fonctionnelle cardiaque | Classe Ⅰ, Ⅱ = 0 ; Classe Ⅲ, Ⅳ = 1 |
| Type d'infarctus | Élévation non-ST = 0 ; Élévation du segment ST = 1 |
| Traitement interventionnel | Non = 0 ; Oui = 1 |
| Traitement thrombolytique | Non = 0 ; Oui = 1 |
| Score HAMD | Saisi comme valeur initiale |
| Score SSRS | Saisi comme valeur initiale |
| Score GAD-7 | Saisi comme valeur initiale |
| Antécédents de maladies sous-jacentes | Non = 0 ; Oui = 1 |
Tableau 3 : Codage des prédicteurs candidats pour la régression logistique multinomiale. L'âge, le HAMD-17, le SSRS et le GAD-7 ont été saisis en utilisant leurs valeurs continues d'origine. Pour les variables dichotomiques, la catégorie codée 0 a servi de catégorie de référence : célibataire/divorcé/veuf pour l'état matrimonial ; fonction cardiaque classe I–II ; NSTEMI ; absence de PCI ; absence de traitement thrombolytique ; et absence d'antécédents de maladies sous-jacentes. Abréviations : HAMD-17 = échelle d'évaluation de la dépression de Hamilton à 17 items ; SSRS = échelle d'évaluation du soutien social ; GAD-7 = trouble anxieux généralisé-7 ; NSTEMI = infarctus du myocarde sans sus-décalage du segment ST ; PCI = intervention coronaire percutanée.
| Comparaison des groupes | Variable | β | SE | Wald χ² | P | OR ajusté (IC à 95 %) |
| C2 par rapport à C1 | Âge | 0.052 | 0.03 | 2.885 | 0.089 | 1.053 (0.992–1.118) |
| Marié(e) | −1.422 | 0.475 | 8.951 | 0.003 | 0.241 (0.095–0.612) | |
| HAMD-17 | 0.281 | 0.085 | 10.893 | <0.001 | 1.324 (1.121–1.564) | |
| SSRS | −0.240 | 0.052 | 21.236 | <0.001 | 0.787 (0.711–0.871) | |
| GAD-7 | 0.317 | 0.086 | 13.607 | <0.001 | 1.374 (1.160–1.626) | |
| Maladies sous-jacentes | 1.134 | 0.48 | 5.567 | 0.018 | 3.107 (1.212–7.968) | |
| C3 par rapport à C1 | Âge | −0.047 | 0.023 | 4.389 | 0.036 | 0.954 (0.912–0.997) |
| Marié(e) | 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) | |
| SSRS | −0.048 | 0.034 | 1.982 | 0.159 | 0.953 (0.891–1.019) | |
| GAD-7 | 0.078 | 0.066 | 1.375 | 0.241 | 1.081 (0.949–1.231) | |
| Maladies sous-jacentes | 0.019 | 0.374 | 0.003 | 0.959 | 1.020 (0.490–2.123) | |
| C4 par rapport à C1 | Âge | 0.074 | 0.035 | 4.438 | 0.035 | 1.077 (1.005–1.154) |
| Marié(e) | −1.394 | 0.544 | 6.574 | 0.01 | 0.248 (0.085–0.720) | |
| HAMD-17 | 0.383 | 0.097 | 15.733 | <0.001 | 1.466 (1.214–1.772) | |
| SSRS | −0.318 | 0.06 | 27.91 | <0.001 | 0.727 (0.646–0.819) | |
| GAD-7 | 0.473 | 0.101 | 22.111 | <0.001 | 1.605 (1.318–1.955) | |
| Maladies sous-jacentes | 1.494 | 0.552 | 7.332 | 0.007 | 4.454 (1.511–13.134) |
Tableau 4 : Analyse de régression logistique multinomiale des facteurs associés à l'appartenance aux trajectoires de dépendance en soins infirmiers. La catégorie C1, Haute indépendance-amélioration lente, a été définie comme catégorie de résultat de référence. Les rapports de cotes ajustés (OR) et les intervalles de confiance à 95 % (IC) sont indiqués pour C2 par rapport à C1, C3 par rapport à C1 et C4 par rapport à C1. Le modèle final à effets principaux a été obtenu par sélection descendante selon le rapport de vraisemblance. Le modèle final s'est significativement amélioré par rapport au modèle ne contenant que l'ordonnée à l'origine (χ2 du rapport de vraisemblance = 190,966, ddl = 18, P < 0,001), avec un pseudo-R2 de Nagelkerke de 0,557 et une précision globale de classification de 53,1 %. Abréviations : OR = rapport de cotes ; IC = intervalle de confiance ; HAMD-17 = échelle d'évaluation de la dépression de Hamilton à 17 items ; SSRS = échelle d'évaluation du soutien social ; GAD-7 = trouble anxieux généralisé-7.
Fichier supplémentaire 1 : Données brutes soutenant les résultats de cette étude.Veuillez cliquer ici pour télécharger ce fichier.
Discussion
Les changements longitudinaux de la dépendance aux soins infirmiers doivent être interprétés de manière descriptive. Au niveau de l'ensemble de la cohorte, le score moyen de l'Échelle de dépendance aux soins (CDS) était de 48,28 ± 10,25 au T1, indiquant des besoins importants en soins infirmiers durant la phase initiale suivant un infarctus du myocarde aigu (IMA)11. Le score CDS a augmenté à 54,16 ± 14,33 au T2 durant le traitement aigu et la phase de récupération précoce12, a légèrement diminué à 52,82 ± 12,17 au moment de la sortie, puis a de nouveau augmenté à 56,58 ± 15,15 un mois après la sortie. Des recherches antérieures ont mis en évidence les difficultés liées à la participation à la réadaptation cardiaque après un IMA13 ; toutefois, la présente étude n’a pas évalué directement si la participation à la réadaptation ou d'autres facteurs spécifiques expliquaient les changements temporels observés. Une analyse par classes latentes a en outre montré que le profil moyen global masquait quatre trajectoires nettement différentes. Cette hétérogénéité est globalement conforme aux résultats antérieurs sur les trajectoires cardiovasculaires, notamment les trajectoires de qualité de vie liée à la santé après un IMA14 et les trajectoires d'auto-soins chez les patients atteints de maladie coronarienne15. Les différences en nombre et en forme des classes entre les études peuvent refléter des variations dans les construits mesurés, les calendriers d'évaluation, les populations de patients, la durée du suivi et les approches de modélisation par classes latentes.
Plusieurs étapes du protocole sont essentielles pour la reproductibilité. Premièrement, T1 doit être défini de manière cohérente. L'évaluation de base doit être réalisée après un traitement d'urgence couronné de succès et le rétablissement de la conscience, car une évaluation plus précoce pourrait refléter une instabilité clinique transitoire plutôt qu'un état fonctionnel fiable. Deuxièmement, l'administration du CDS doit être standardisée à chacun des quatre moments, car des modifications des instructions ou des procédures d'assistance pourraient introduire des différences longitudinales artificielles. Troisièmement, les évaluations psychosociales initiales doivent être clairement distinguées des évaluations répétées du CDS. Le HAMD-17, le GAD-7 et le SSRS ont été administrés une seule fois à T1, tandis que le CDS a été administré de manière répétée aux moments T1 à T4. Enfin, le modèle de mélange gaussien (GMM) doit être ajusté avec un nombre suffisant de démarrages aléatoires et évalué en répliquant la log-vraisemblance optimale, les estimations de paramètres admissibles, les probabilités a posteriori et des tailles de classes cliniquement significatives, plutôt que d'être sélectionné uniquement sur la base de la diminution des valeurs de AIC ou de BIC.
Le choix de la solution à quatre classes illustre une considération importante dans la modélisation par mélanges. L'ajout d'une cinquième classe a modérément réduit les critères d'information et augmenté l'entropie ; toutefois, la solution à cinq classes n'a pas montré d'amélioration statistiquement significative selon le test LMR-LRT (P = 0,128) ou le BLRT (P = 0,063), et a introduit un petit sous-groupe ne représentant que 6,4 % de l'échantillon, avec une différenciation clinique supplémentaire limitée. Dans des applications similaires, chaque classe supplémentaire ne doit donc pas automatiquement être interprétée comme un sous-groupe biologique ou clinique significatif. Une solution plus simple doit être réexaminée lorsqu'un modèle produit une classe très petite, présente une convergence instable, fournit une log-vraisemblance optimale non répliquée, génère des trajectoires invraisemblables ou montre des changements importants dans la composition des classes en réponse à de légères variations des valeurs initiales. Inversement, un modèle statistiquement plus simple peut s'avérer inapproprié s'il confond des profils longitudinaux cliniquement distincts et bien séparés.
L'analyse des facteurs associés doit être interprétée de manière exploratoire, et non prédictive ou causale. L'âge a montré des associations spécifiques aux classes concernant l'appartenance aux trajectoires. Des études prospectives antérieures chez des patients ayant subi un infarctus du myocarde (AMI) ont identifié un âge avancé comme un corrélat important du déclin ultérieur de l'état de santé et des activités de la vie quotidienne16,17. Le statut matrimonial était également associé à l'appartenance aux trajectoires, et une revue systématique ainsi qu'une méta-analyse ont rapporté des associations entre le statut matrimonial ou de partenaire et les résultats déclarés par les patients après un infarctus du myocarde18. Un soutien social perçu comme insuffisant a été associé à un état de santé plus médiocre et à des symptômes dépressifs après un AMI19, tandis que la détresse psychologique après un infarctus du myocarde revêt également une pertinence clinique20. Des données prospectives ont en outre établi un lien entre un faible soutien social perçu et des résultats plus défavorables en matière de santé physique et mentale après un AMI21. Des antécédents de maladies sous-jacentes ont été associés à plusieurs comparaisons de trajectoires dans la présente étude, et des travaux antérieurs ont établi un lien entre la multimorbidité et l'altération fonctionnelle chez les patients ayant des antécédents d'AMI22. Toutefois, l'analyse actuelle n'a pas évalué les mécanismes physiologiques, comportementaux ou psychosociaux sous-jacents à ces associations. Les résultats ne doivent donc pas être interprétés comme une preuve que la modification de ces facteurs modifierait nécessairement l'appartenance aux classes de trajectoire.
Cette méthode présente plusieurs limites. L'étude a été menée dans un seul centre en utilisant un échantillonnage de convenance, ce qui pourrait avoir introduit un biais de sélection et limité la validité externe. Seuls les patients ayant vécu un premier infarctus du myocarde ont été inclus ; par conséquent, la structure de trajectoire identifiée pourrait ne pas être généralisable aux patients ayant des épisodes récidivants. Le suivi s'est terminé un mois après la sortie, empêchant d'évaluer si les quatre classes de trajectoire restent stables sur des périodes plus longues. Des variables cardiovasculaires importantes, notamment la fraction d'éjection du ventricule gauche, la classe de Killip, les caractéristiques du vaisseau responsable, le succès procédural, les complications survenues à l'hôpital, le traitement médical détaillé, le peptide natriurétique de type B, la tolérance à l'exercice et la participation à une réadaptation cardiaque structurée, n'ont pas été intégrées de manière systématique. Un facteur de confusion résiduel lié à la gravité de la maladie, à l'intensité du traitement et au statut de réadaptation ne peut donc être exclu.
Une autre limitation concerne la précision de certaines estimations de régression spécifiques aux classes. Aucun calcul formel de taille d'échantillon basé sur des simulations a priori n'a été effectué. Bien que le modèle de mélange gaussien à quatre classes (GMM) ait montré une convergence stable et une qualité de classification satisfaisante, certains groupes de trajectoires étaient relativement petits. Les intervalles de confiance larges pour certaines estimations sélectionnées, en particulier celles relatives aux antécédents de maladies sous-jacentes, doivent donc être interprétés avec prudence. Des cohortes prospectives multicentriques plus importantes, avec des périodes de suivi plus longues, une caractérisation cardiovasculaire plus complète et une réplication indépendante, sont nécessaires pour confirmer la structure de classes identifiée ainsi que ses facteurs associés. Malgré ces limites, le cadre combiné de mesures répétées du CDS et du GMM offre une approche pratique pour identifier les profils hétérogènes de récupération précoce et pourrait faciliter une évaluation infirmière et un suivi plus individualisés chez les populations atteintes d'infarctus du myocarde aigu (IMA).
Déclarations de divulgation
Les auteurs déclarent qu'ils n'ont aucun intérêt concurrentiel. Aucun outil d'intelligence artificielle (IA) n'a été utilisé pour la préparation, la rédaction, la correction ou la création des figures de ce manuscrit.
CONTRIBUTION DES AUTEURS :
Tous les auteurs ont contribué à la conception et à la planification de l'étude, à la collecte et à l'interprétation des données, ainsi qu'à la rédaction et à la révision du manuscrit. Tous les auteurs ont examiné et approuvé la version finale du manuscrit et s'engagent à répondre de tous les aspects du travail.
Remerciements
Les auteurs remercient les patients qui ont participé à l'étude ainsi que le personnel clinique qui a aidé à la passation des questionnaires, à la collecte des données et au suivi. Cette recherche n'a reçu aucune subvention spécifique d'un organisme de financement public, commercial ou à but non lucratif.
Matériaux
| Nom | Entreprise | Numéro de catalogue | Commentaires |
|---|---|---|---|
| Échelle de dépendance aux soins (CDS) | Dijkstra A, Buist G, Dassen T | N/A | Échelle d'évaluation de la dépendance aux soins infirmiers, originale, comportant 15 éléments ; des scores plus élevés indiquent une plus grande indépendance. |
| Échelle de dépendance aux soins, version chinoise | Zhang SQ, Zhu YM, Li L, et al. | N/A | Version chinoise/source de validation citée dans le manuscrit et utilisée pour appuyer la demande CDS dans cette étude. |
| Questionnaire d'informations générales | Équipe d'étude, peuple du comté de Linquan’s Hôpital | Développé par l'étude ; aucun numéro de catalogue | Formulaire spécifique à l'étude utilisé pour recueillir l'âge, le sexe, l'IMC, l'état civil, la classification fonctionnelle cardiaque, le type d'infarctus du myocarde, la stratégie de reperfusion et les antécédents de maladies sous-jacentes. |
| Trouble d'anxiété généralisée-7 (GAD-7) | Spitzer RL, Kroenke K, Williams JBW, Lönous B | N/A | Échelle d'anxiété publiée à 7 éléments administrée une fois au moment de la ligne de base (T1). |
| Échelle de dépression de Hamilton, 17 éléments (HAMD-17) | Hamilton M | N/A | Échelle de dépression évaluée par un clinicien et publiée ; l'approche de cotation en 17 éléments a été utilisée au moment du point de départ (T1). |
| IBM SPSS Statistics | IBM Corp. | Version 26.0 | Logiciel statistique utilisé pour les statistiques descriptives, l'analyse de variance à un facteur (ANOVA), les tests du chi-deux et la régression logistique multinomiale. |
| Documentation d'IBM SPSS Statistics 26 | IBM Corp. | Documentation de la version 26 | Ressource officielle de documentation pour IBM SPSS Statistics 26 |
| Mplus | Muthén & Muthén | Version 8.3 | Logiciel statistique utilisé pour ajuster des modèles de mélange de croissance à une à cinq classes ; la version 8.3 a été publiée le 30 avril 2019. |
| Guide de l'utilisateur Mplus | Muthén & Muthén | Huitième édition / Version 8 | Documentation officielle de la version 8 de Mplus utilisée comme ressource logicielle méthodologique. |
| Échelle d'évaluation du soutien social (SSRS) | Xiao SY | N/A | Échelle chinoise de soutien social à 10 éléments publiée, administrée une fois au moment de la ligne de base (T1). |
| Liste de contrôle STROBE pour les études de cohorte | Initiative STROBE | Liste de vérification pour une étude de cohorte | Liste de vérification utilisée pour évaluer l'exhaustivité du rapport d'une étude observationnelle longitudinale. |
| Déclaration STROBE | Initiative STROBE | lignes directrices de 2007 | Ligne directrice de reporting pour les études observationnelles ; utilisée comme ressource de reporting pour la conception de l'étude, les participants, les biais, les méthodes statistiques, les résultats et les limites. |
Références
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