Questo protocollo longitudinale combina valutazioni ripetute della scala di dipendenza assistenziale con modellizzazione mista della crescita per identificare traiettorie distinte di dipendenza infermieristica dopo un infarto miocardico acuto e valutare i fattori demografici, clinici e psicosociali associati all'appartenenza alle classi di traiettoria.
Articolo di ricerca
Classi latenti delle traiettorie di dipendenza infermieristica e fattori associati nei pazienti con infarto miocardico acuto
* These authors contributed equally
In questo articolo
Sommario
Abstract
Questo studio si è proposto di identificare classi latenti di traiettorie di dipendenza infermieristica in pazienti con infarto miocardico acuto (IMA) ed esaminare i fattori associati all'appartenenza alle classi di traiettoria. Questo studio osservazionale longitudinale monocentrico ha incluso 260 pazienti con IMA ricoverati presso l'Ospedale Popolare del Contea di Linquan tra gennaio 2024 e gennaio 2026. Il basale dello studio è stato definito come il momento successivo al trattamento di emergenza riuscito e al recupero della coscienza. La dipendenza infermieristica è stata valutata mediante la scala di dipendenza assistenziale (CDS) al basale (T1), al terzo giorno dal ricovero (T2), alla dimissione (T3) e a un mese dalla dimissione (T4). È stato utilizzato un modello di mistura longitudinale per identificare classi distinte di traiettorie nel tempo. Successivamente, le caratteristiche cliniche e psicosociali sono state valutate mediante regressione logistica multinomiale per identificare i fattori indipendentemente associati all'appartenenza alla classe di traiettoria. Sono state identificate quattro traiettorie distinte di dipendenza infermieristica: tipo ad alta indipendenza e miglioramento lento (C1, n = 66, 25,4%), tipo a dipendenza moderata e rapido peggioramento (C2, n = 54, 20,8%), tipo ad alta dipendenza e significativo miglioramento (C3, n = 90, 34,6%) e tipo ad alta dipendenza e lento aggravamento (C4, n = 50, 19,2%). L'età, lo stato civile, i sintomi depressivi e d'ansia, il supporto sociale e la storia di malattie di base hanno mostrato associazioni specifiche per classe e indipendenti rispetto all'appartenenza alla traiettoria. La dipendenza infermieristica ha mostrato una notevole eterogeneità interindividuale tra i pazienti con IMA, con l'identificazione di quattro traiettorie longitudinali distinte. I fattori associati all'appartenenza alla classe di traiettoria potrebbero aiutare a identificare i pazienti che necessitano di una valutazione infermieristica più accurata e di un follow-up personalizzato; tuttavia, l'efficacia di interventi mirati a questi fattori richiede una valutazione prospettica.
Introduzione
L'infarto miocardico acuto (IMA) è comunemente causato dall'occlusione improvvisa dell'arteria coronaria, che determina una marcata riduzione o interruzione del flusso sanguigno miocardico e conseguente necrosi miocardica. L'IMA rimane una patologia cardiovascolare potenzialmente letale poiché il danno alla funzione miocardica e le complicanze acute possono influenzare in modo significativo gli esiti a breve e a lungo termine1. Le strategie di riperfusione, tra cui l'intervento coronarico percutaneo e la terapia trombolitica, possono ripristinare il flusso sanguigno coronarico e hanno notevolmente migliorato la gestione acuta dell'IMA. Tuttavia, anche dopo un trattamento acuto efficace, alcuni pazienti continuano a presentare limitazioni nell'autoassistenza e nelle attività della vita quotidiana e richiedono quindi diversi livelli di supporto infermieristico2.
La dipendenza infermieristica può influenzare la qualità della vita dei pazienti, la partecipazione sociale, il recupero funzionale e l'intero processo di riabilitazione3. Le precedenti ricerche sull'infarto miocardico acuto si sono concentrate principalmente su strategie diagnostiche e terapeutiche, prevenzione e gestione delle complicanze, e fattori prognostici. Studi trasversali precedenti effettuati su pazienti con malattia coronarica dopo intervento coronarico percutaneo hanno identificato fragilità, autoefficacia e stato psicologico come fattori associati alla dipendenza assistenziale; tuttavia, una valutazione in un singolo momento temporale non consente di caratterizzare le variazioni intra-paziente della dipendenza né di distinguere i diversi profili di recupero nel tempo4. Valutando ripetutamente la dipendenza infermieristica in quattro momenti temporali e applicando un modello di crescita mista, il presente studio amplia le precedenti analisi statiche identificando sottogruppi latenti di pazienti con traiettorie longitudinali distinte. L'individuazione di questi profili eterogenei potrebbe aiutare i clinici a riconoscere pazienti con differenti profili di riabilitazione e fornire una base per valutazioni infermieristiche individualizzate, follow-up e cure di supporto.
Di conseguenza, lo scopo di questo studio era identificare classi longitudinali distinte di dipendenza infermieristica dal basale post-trattamento di emergenza fino a 1 mese dopo la dimissione nei pazienti con IAM e analizzare i fattori demografici, clinici e psicosociali associati all'appartenenza alle classi di traiettoria. Data la natura esplorativa dello studio, non sono state predefinite ipotesi direzionali riguardo a specifiche classi di traiettoria.
Protocollo
Lo studio è stato condotto presso il Dipartimento di Medicina d'Urgenza dell'Ospedale Popolare del Distretto di Linquan, Fuyang, Anhui, Cina. Il protocollo dello studio è stato esaminato e approvato dal Comitato Etico dell'Ospedale Popolare del Distretto di Linquan (Numero di approvazione: 24XNLC-HL1015). Il consenso informato scritto è stato ottenuto da tutti i partecipanti prima dell'arruolamento. Tutte le procedure che coinvolgevano partecipanti umani sono state eseguite in conformità con i requisiti etici istituzionali e i principi etici applicabili.
Impostazione dello studio e identificazione dei partecipanti
Lo studio è stato condotto come un'indagine osservazionale longitudinale monocentrica presso il Dipartimento di Medicina d'Urgenza dell'Ospedale Popolare del Distretto di Linquan, Fuyang, Anhui, Cina. I partecipanti sono stati reclutati tra gennaio 2024 e gennaio 2026 ed sono stati seguiti a partire dal basale post-trattamento in urgenza fino a 1 mese dopo la dimissione.
È stato utilizzato un campionamento di convenienza per identificare i pazienti idonei ricoverati per infarto miocardico acuto (AMI). Gli stessi criteri di idoneità e le stesse procedure di screening sono stati applicati a tutti i partecipanti potenziali. Poiché il campionamento di convenienza può introdurre un bias di selezione, questa possibile fonte di bias è stata presa in considerazione nell'interpretare la generalizzabilità dei risultati.
Sono stati sottoposti a screening un totale di 287 pazienti, dei quali 27 non sono stati arruolati. Otto pazienti avevano già avuto un infarto miocardico precedente, sei non sono stati in grado di completare le valutazioni dello studio a causa di alterazioni della coscienza o della funzione cognitiva, cinque presentavano altre malattie cardiache organiche, quattro avevano tumori maligni, insufficienza multiorgano o altre gravi malattie sistemiche, e quattro hanno rifiutato di partecipare. I restanti 260 pazienti sono stati arruolati nello studio.
Criteri di idoneità e definizione del basale
I pazienti sono stati inclusi se avevano una diagnosi clinica accertata di IAM, stavano vivendo il loro primo episodio di infarto miocardico, avevano un'età ≥18 anni, avevano coscienza e funzione cognitiva integre sufficienti a comprendere e completare le valutazioni dello studio e avevano fornito un consenso informato scritto. Sono stati esclusi i pazienti con altre cardiopatie organiche, tumori maligni, insufficienza multiorgano o altre gravi malattie sistemiche organiche.
L'arruolamento è stato limitato ai pazienti con infarto miocardico al primo episodio, al fine di ridurre l'eterogeneità associata a infarto pregresso, rivascolarizzazione precedente, danno funzionale cronico post-infartuale e adattamenti preesistenti nell'autocontrollo o nella riabilitazione, tutti fattori che potrebbero influenzare in modo indipendente la dipendenza infermieristica basale e i successivi modelli di evoluzione.
T1 è stato definito come il punto temporale successivo al trattamento di emergenza riuscito e al recupero della coscienza, quando il partecipante era in grado di completare in modo affidabile le valutazioni richieste.
Raccolta dei dati demografici e clinici relativi al sistema cardiovascolare
È stato utilizzato un questionario specifico dello studio per raccogliere informazioni su età, sesso, indice di massa corporea (BMI), stato civile, classificazione della funzione cardiaca, tipo di infarto miocardico, strategia di trattamento di riperfusione e anamnesi delle malattie sottostanti. Le informazioni demografiche e psicosociali sono state ottenute mediante valutazione del questionario e revisione delle cartelle cliniche, ove appropriato. Le caratteristiche cliniche relative al sistema cardiovascolare, inclusa la classificazione della funzione cardiaca, il tipo di infarto miocardico, la strategia di riperfusione e l’anamnesi delle malattie sottostanti, sono state estratte dalle cartelle cliniche relativa al ricovero indice utilizzando definizioni predeterminate. La classificazione della funzione cardiaca è stata estratta dalla cartella clinica del ricovero indice e raggruppata come Classe I–II o Classe III–IV per l’analisi. Il tipo di infarto miocardico è stato classificato come infarto miocardico con elevazione del tratto ST (STEMI) o infarto miocardico senza elevazione del tratto ST (NSTEMI), in base alla diagnosi registrata durante il ricovero indice. L’anamnesi delle malattie sottostanti è stata codificata in modo dicotomico come assente (0) o presente (1), dove “presente” indica che almeno una condizione cronica comorbida predeterminata era documentata nell’anamnesi clinica.
L'intervento coronarico percutaneo (PCI) e la terapia trombolitica sono stati registrati in base al trattamento effettivamente ricevuto durante il ricovero indice, piuttosto che al piano terapeutico previsto. I valori continui originali relativi all'età e all'IMC sono stati mantenuti per l'analisi statistica.
Valutazione ripetuta della dipendenza dall'assistenza infermieristica
La scala di dipendenza assistenziale (CDS5) è stata somministrata al tempo T1. La scala comprende 15 voci. Ogni voce è stata valutata da 1 (completamente dipendente) a 5 (quasi indipendente), producendo un punteggio totale compreso tra 15 e 75. Punteggi più elevati indicavano una maggiore indipendenza e una minore dipendenza infermieristica. Secondo la classificazione CDS stabilita, punteggi compresi tra 60 e 69 indicano un grado limitato di dipendenza assistenziale, mentre punteggi compresi tra 70 e 75 indicano una condizione di quasi indipendenza; pertanto, nel presente studio un punteggio totale CDS <70 è stato considerato indicativo di dipendenza infermieristica4,5.
La valutazione del CDS è stata ripetuta al giorno 3 dopo il ricovero (T2), al momento della dimissione (T3) e a 1 mese dalla dimissione (T4). Le stesse istruzioni, l'ordine degli elementi, le regole di punteggio e le procedure di assistenza sono state utilizzate in tutte le valutazioni per minimizzare le incoerenze di misurazione. La valutazione T4 è stata effettuata durante il follow-up programmato a 1 mese dalla dimissione, di persona presso l'ambulatorio oppure per telefono quando una visita di persona non era fattibile. In entrambi i casi, un membro addestrato del team di ricerca ha somministrato tutti gli elementi del CDS utilizzando le stesse istruzioni standardizzate, l'ordine degli elementi e i criteri di valutazione.
Tutti i 260 partecipanti arruolati hanno completato il CDS in tutti e quattro i momenti temporali, e nessun partecipante è andato perso durante il periodo di osservazione di 1 mese.
Valutazione psicosociale iniziale
La Scala di Valutazione della Depressione di Hamilton a 17 voci (HAMD-17)6 è stata somministrata una sola volta al tempo T1. Le voci da 1 a 3, da 7 a 11, 15 e 17 sono state valutate da 0 a 4, mentre le voci da 4 a 6, da 12 a 14 e 16 sono state valutate da 0 a 2. I punteggi delle singole voci sono stati sommati per ottenere un punteggio totale compreso tra 0 e 54, dove punteggi più elevati indicano sintomi depressivi più gravi.
Il Generalized Anxiety Disorder-7 (GAD-7)7 è stato somministrato una volta al tempo T1. Ciascuno dei sette elementi è stato valutato da 0 (per niente) a 3 (quasi ogni giorno), ottenendo un punteggio totale compreso tra 0 e 21. Punteggi più elevati indicavano sintomi di ansia più gravi.
La Scala per la Valutazione del Supporto Sociale (SSRS)8 è stata somministrata una sola volta al tempo T1. La scala era composta da 10 elementi. Gli elementi da 1 a 4 e da 8 a 10 sono stati valutati su una scala a 4 punti, da 1 a 4; l'elemento 5 è stato punteggiato da 1 a 4 in base al livello di supporto dichiarato; gli elementi 6 e 7 sono stati punteggiati in base al numero di fonti di supporto disponibili. Il punteggio totale variava da 12 a 66, con punteggi più alti che indicavano un maggiore supporto sociale.
Tutte le valutazioni CDS e psicosociali sono state somministrate o supervisionate da membri addestrati del team di ricerca. Prima dell'arruolamento dei partecipanti, i valutatori hanno ricevuto una formazione standardizzata sulla somministrazione dei questionari, sull'interpretazione degli elementi, sull'assistenza consentita e sulle procedure di valutazione. Le stesse istruzioni standardizzate, l'ordine degli elementi e i criteri di valutazione sono stati utilizzati per tutta la durata dello studio. Non era richiesto che lo stesso valutatore esaminasse un singolo partecipante in ogni momento; la coerenza tra i valutatori è stata mantenuta attraverso la formazione standardizzata e procedure di valutazione uniformi. Ai partecipanti è stato chiesto di compilare i questionari in modo indipendente ogni volta che possibile. Quando i partecipanti incontravano difficoltà nella lettura, nella comprensione o nella scrittura, è stata fornita un'assistenza individualizzata e standardizzata, senza suggerire risposte, interpretare gli elementi per conto del partecipante o modificare le risposte del partecipante.
Controllo della qualità dei dati e gestione dei dati mancanti
Prima della somministrazione del questionario, ai partecipanti è stato illustrato lo scopo dello studio, le procedure di compilazione e i requisiti di riservatezza. Sono state utilizzate istruzioni standardizzate e procedure di valutazione identiche per tutti i partecipanti. I questionari compilati sono stati controllati immediatamente alla ricerca di voci omesse o chiaramente non valide. Quando un elemento risultava non risposto, il partecipante veniva invitato a rivedere la domanda omessa e, se lo desiderava, a fornire una risposta. Quando era necessario assistere il partecipante nella compilazione del questionario, il personale dello studio non suggeriva, interpretava né forniva risposte al posto del partecipante. Le variabili cliniche sono state estratte utilizzando definizioni predeterminate e i moduli completati sono stati verificati prima dell'inserimento dei dati.
Tutti i 260 partecipanti hanno completato le valutazioni del CDS ai tempi T1–T4, senza alcuna perdita al follow-up. I dati longitudinali del CDS e le variabili demografiche, cliniche e psicosociali incluse nelle analisi riportate erano completi. Pertanto, tutti i 260 partecipanti sono stati inclusi nelle analisi e non è stata necessaria alcuna imputazione dei dati.
Modellizzazione mista della crescita dei punteggi CDS longitudinali
La modellizzazione mista della crescita (GMM) è stata eseguita utilizzando Mplus versione 8.3. È stato adattato un GMM incondizionato senza covariate, inserendo CDS_T1, CDS_T2, CDS_T3 e CDS_T4 come variabili manifeste continue.
Le soluzioni a una, due, tre, quattro e cinque classi sono state adattate in sequenza utilizzando la stima di massima verosimiglianza robusta (MLR). Per ridurre il rischio di convergenza verso un massimo locale, sono stati generati 1.000 insiemi casuali di valori iniziali, dei quali i migliori 200 sono stati mantenuti per l'ottimizzazione nella fase finale. Per ciascuna soluzione, è stata verificata la terminazione normale, la replicabilità del log-verosimiglianza migliore tra i diversi avvii casuali e l'assenza di stime di parametri inammissibili.
Per ogni soluzione sono stati registrati il criterio informativo di Akaike (AIC), il criterio informativo bayesiano (BIC), il BIC aggiustato per la dimensione del campione (aBIC), l'entropia, il test del rapporto di verosimiglianza aggiustato di Lo-Mendell-Rubin (LMR-LRT) e il test del rapporto di verosimiglianza con bootstrap (BLRT). Valori più bassi di AIC, BIC e aBIC sono stati interpretati come indicazione di un adattamento del modello relativamente migliore, mentre valori di entropia più vicini a 1 indicavano una separazione delle classi più netta.
Ogni soluzione a k classi è stata confrontata con la corrispondente soluzione a k − 1 classi utilizzando il LMR-LRT e il BLRT. Il modello finale non è stato scelto esclusivamente in base alla diminuzione dei criteri informativi; sono stati inoltre considerati la stabilità della convergenza, la dimensione delle classi, le probabilità a posteriori di appartenenza, la parsimonia e l'interpretabilità clinica. A ciascun partecipante è stata assegnata la classe con la probabilità a posteriori di appartenenza più alta, e sono state calcolate le probabilità a posteriori medie specifiche per classe come ulteriore misura della qualità della classificazione.
Analisi delle misurazioni ripetute di CDS
Per valutare le variazioni intra-partecipante nei punteggi CDS da T1 a T2, T3 e T4 nell'intero gruppo di studio, è stata eseguita un'analisi della varianza univariata a misure ripetute (RM-ANOVA) con il tempo di valutazione come fattore entro soggetti. Sono state verificate le assunzioni di normalità approssimata e sfericità. La sfericità è stata valutata mediante il test di Mauchly e, in caso di violazione dell'assunzione di sfericità, sono stati utilizzati i risultati corretti con il metodo di Greenhouse–Geisser. Tutti i test erano a due code e un valore di P < 0,05 è stato considerato statisticamente significativo.
Confronti univariati tra le classi di traiettoria
Le analisi diverse dalla GMM sono state effettuate utilizzando IBM SPSS Statistics versione 26.0. L'età, il BMI, i punteggi di HAMD-17, SSRS e GAD-7 sono stati analizzati come variabili continue senza categorizzazione.
Le variabili continue approssimativamente distribuite in modo normale sono state espresse come media ± deviazione standard e confrontate tra le quattro classi di traiettoria mediante analisi della varianza ad un fattore. Le variabili categoriche sono state espresse come conteggi di partecipanti e confrontate utilizzando il test chi-quadro di Pearson. Tutti i valori di P erano a due code e si è utilizzato P < 0,05 come soglia per identificare le variabili da includere nel modello multivariabile iniziale.
Nell'analisi univariata, età, stato civile, classificazione della funzione cardiaca, tipo di infarto miocardico, PCI, terapia trombolitica, punteggio HAMD-17, punteggio SSRS, punteggio GAD-7 e storia di malattie di base soddisfacevano il criterio di P < 0,05 e sono pertanto stati inclusi nel modello multivariabile iniziale. Sesso e BMI non soddisfacevano questo criterio.
Regressione logistica multinomiale e diagnostica del modello
Le quattro classi di traiettoria sono state trattate come un risultato nominale, e invece della regressione logistica binaria è stata eseguita una regressione logistica multinomiale. A C1 (Alta Indipendenza-Miglioramento Lento) è stata assegnata la funzione di categoria di risultato di riferimento.
Tutte le variabili con P < 0,05 nelle analisi univariate sono state incluse nel modello iniziale. Successivamente è stata applicata la selezione retrograda basata sul rapporto di verosimiglianza, rimuovendo in modo sequenziale le variabili con P > 0,10. Gli effetti principali statisticamente significativi sono stati mantenuti nel modello finale.
La multicollinearità è stata valutata utilizzando i valori di tolleranza e del fattore di inflazione della varianza (VIF). Nell'analisi finale, i valori di tolleranza variavano da circa 0,81 a 0,97 e i valori VIF da 1,03 a 1,24, indicando l'assenza di multicollinearità significativa.
I test di interazione sono stati limitati a termini clinicamente plausibili predeterminati per ridurre il rischio di overfitting. Tre interazioni predeterminate—età × storia di malattie sottostanti, stato civile × punteggio SSRS e punteggio HAMD-17 × punteggio GAD-7—sono state valutate singolarmente mediante test del rapporto di verosimiglianza. I corrispondenti valori di P sono stati rispettivamente 0,655, 0,301 e 0,908; pertanto, nessun termine di interazione è stato mantenuto.
Le prestazioni complessive del modello sono state valutate utilizzando il test del rapporto di verosimiglianza rispetto al modello contenente solo l'intercetta; test di adattamento di Pearson e della devianza; statistiche pseudo-R2 di Cox-Snell, Nagelkerke e McFadden; accuratezza della classificazione; convergenza; e valutazione della separazione completa o quasi completa.
Sono stati riportati gli odds ratio aggiustati (OR) con intervalli di confidenza al 95% (IC) per tutti i predittori finali nei confronti tra C2 e C1, C3 e C1, e C4 e C1. Gli IC ampi sono stati interpretati come indicazione di una precisione limitata piuttosto che come prova definitiva di grandi dimensioni dell'effetto.
Considerazioni sulla dimensione del campione e relativa presentazione
Non è stata applicata una soglia universale unica per la dimensione del campione al modello di mistura gaussiana (GMM). L'adeguatezza del campione è stata valutata in relazione alla complessità del modello, alle proporzioni delle classi, alla separazione tra le classi, ai modelli di dati mancanti, all'entropia, alle probabilità a posteriori e alla convergenza9.
Non è stata effettuata alcuna calcolazione formale della potenza statistica a priori basata su simulazioni, poiché lo studio era un'indagine longitudinale esplorativa basata sulla popolazione idonea disponibile durante il periodo predeterminato di reclutamento. La soluzione finale a quattro classi comprendeva rispettivamente 66, 54, 90 e 50 partecipanti e ha prodotto un valore di entropia pari a 0,879, con probabilità a posteriori medie comprese tra 0,871 e 0,927.
Per la regressione logistica multinomiale, l'adeguatezza del campione è stata valutata in relazione al numero di partecipanti in ciascuna categoria di esito e al numero di parametri predittori candidati10. Poiché alcune classi di traiettoria erano relativamente piccole, l'analisi della regressione è stata interpretata come un'analisi esplorativa di associazione piuttosto che come lo sviluppo di un modello predittivo definitivo.
Lo studio osservazionale è stato riportato in conformità con il framework Strengthening the Reporting of Observational Studies in Epidemiology (STROBE), inclusi il disegno dello studio, l'ambiente, il flusso dei partecipanti, le fonti dei dati, le possibili fonti di bias, l'ampiezza dello studio, i metodi statistici, la gestione dei dati mancanti, i risultati principali, le limitazioni e la generalizzabilità.
Risultati
Flusso dei partecipanti e completezza
Durante il periodo di reclutamento, sono stati valutati per l'idoneità 287 pazienti con infarto miocardico acuto (AMI). Ventisette pazienti non sono stati arruolati: otto avevano già avuto un infarto miocardico precedente, sei non erano in grado di completare le valutazioni dello studio a causa di alterazioni della coscienza o della funzione cognitiva, cinque presentavano altre malattie cardiache organiche, quattro avevano tumori maligni, insufficienza multiorgano o altre gravi malattie sistemiche, e quattro hanno rifiutato di partecipare. I restanti 260 partecipanti sono entrati nello studio, hanno completato tutte e quattro le valutazioni del CDS entro un mese dalla dimissione e sono stati inclusi nell'analisi finale del GMM e nelle successive analisi. Non ci sono stati valori mancanti nelle misurazioni longitudinali del CDS, nessuna perdita al follow-up e nessun dato demografico, clinico o psicosociale mancante che richiedesse imputazione nelle analisi riportate.
Selezione del GMM a quattro classi
Gli indici di adattamento sono migliorati progressivamente passando dalla soluzione a una classe a quella a quattro classi (Tabella 1). La soluzione a quattro classi ha prodotto AIC = 6978,826, BIC = 7047,822, aBIC = 6978,741, entropia = 0,879, LMR-LRT P = 0,027 e BLRT P < 0,001. Le proporzioni stimate dal modello per le classi erano rispettivamente del 25,8%, 21,0%, 34,1% e 19,1%. Quando è stata aggiunta una quinta classe, AIC, BIC e aBIC sono diminuiti lievemente a 6963,213, 7038,208 e 6962,613, rispettivamente, e l'entropia è aumentata a 0,912. Tuttavia, né il LMR-LRT (P = 0,128) né il BLRT (P = 0,063) hanno indicato un miglioramento statisticamente significativo. Inoltre, la quinta classe comprendeva solo il 6,4% del campione. Pertanto, è stato mantenuto il modello a quattro classi poiché offriva il miglior equilibrio tra adattamento del modello, stabilità, parsimonia, dimensione delle classi e interpretabilità clinica.
Convergenza e qualità della classificazione
La soluzione a quattro classi si è conclusa normalmente e la verosimiglianza ottimale è stata replicata 18 volte attraverso avvii casuali. Non sono state osservate stime di parametri inammissibili. Le probabilità a posteriori medie per l'appartenenza alla classe più probabile sono state 0,914 per C1, 0,889 per C2, 0,927 per C3 e 0,871 per C4, indicando una separazione accettabile tra le classi.
Dipendenza complessiva dall'infermieristica nel tempo
I punteggi medi complessivi del CDS erano 48,28 ± 10,25 a T1, 54,16 ± 14,33 a T2, 52,82 ± 12,17 a T3 e 56,58 ± 15,15 a T4. Un’ANOVA a misure ripetute univariata ha mostrato una differenza complessiva significativa nei punteggi del CDS nei quattro momenti di valutazione (F = 13,692, P < 0,001). A livello di gruppo, i punteggi del CDS sono aumentati al terzo giorno, sono diminuiti leggermente al momento della dimissione e sono nuovamente aumentati dopo 1 mese dalla dimissione. La maggiore variabilità osservata nei momenti successivi ha suggerito che il modello medio complessivo mascherava una sostanziale eterogeneità tra i partecipanti.
Modelli di traiettoria
Molto probabilmente, l'assegnazione delle classi ha identificato quattro traiettorie: C1, Alta Indipendenza-Miglioramento Lento (n = 66, 25,4%); C2, Dipendenza Moderata-Peggioramento Rapido (n = 54, 20,8%); C3, Alta Dipendenza-Miglioramento Significativo (n = 90, 34,6%); e C4, Alta Dipendenza-Peggioramento Lento (n = 50, 19,2%; Figura 1). I punteggi medi del CDS per C1 sono stati rispettivamente 55,50, 59,00, 60,00 e 64,00 a T1–T4; per C2 sono stati 50,00, 49,00, 39,00 e 39,00; per C3 sono stati 43,22, 59,35, 61,86 e 70,90; e per C4 sono stati 46,00, 44,00, 42,00 e 40,00.
Confronti tra classi univariati
L'età differiva in modo significativo tra C1–C4 (58,20 ± 7,80, 61,50 ± 7,40, 55,80 ± 7,60 e 63,10 ± 7,20 anni, rispettivamente; F = 12,572, P < 0,001; Tabella 2). L'IMC non differiva in modo significativo tra le classi (23,60 ± 2,70, 23,40 ± 2,80, 23,80 ± 2,90 e 23,50 ± 2,60 kg/m2, rispettivamente; F = 0,270, P = 0,847) e la distribuzione per sesso era anch'essa simile (χ2 = 0,142, P = 0,986). Sono state osservate differenze significative per lo stato civile (χ2 = 14,749, P = 0,002), la classificazione della funzione cardiaca (χ2 = 15,283, P = 0,002), il tipo di infarto miocardico (χ2 = 15,035, P = 0,002), l'angioplastica coronarica percutanea (χ2 = 12,863, P = 0,005), la terapia trombolitica (χ2 = 15,622, P = 0,001) e la storia di malattie di base (χ2 = 27,903, P < 0,001).
I punteggi medi di HAMD-17 erano rispettivamente 10,80 ± 2,70, 13,10 ± 2,90, 11,20 ± 2,60 e 14,10 ± 3,00 nei gruppi C1–C4 (F = 19,040, P < 0,001). I punteggi medi di SSRS erano rispettivamente 43,00 ± 4,80, 38,50 ± 5,00, 42,00 ± 4,90 e 36,80 ± 5,10 (F = 20,742, P < 0,001) e i punteggi medi di GAD-7 erano rispettivamente 9,50 ± 2,50, 12,10 ± 2,80, 10,00 ± 2,60 e 13,70 ± 3,00 (F = 30,585, P < 0,001).
Regressione multinomiale finale
I predittori candidati sono stati codificati come mostrato nella Tabella 3. La selezione all'indietro tramite rapporto di verosimiglianza ha mantenuto nell'analisi finale di regressione logistica multinomiale l'età, lo stato civile, il HAMD-17, il SSRS, il GAD-7 e la storia di malattie preesistenti (Tabella 4). Per C2 rispetto a C1, essere sposati era associato a minori probabilità di appartenere al gruppo C2 (OR aggiustata = 0,241, IC 95% = 0,095–0,612, P = 0,003), mentre punteggi più elevati nel HAMD-17 (OR = 1,324, IC 95% = 1,121–1,564), punteggi più elevati nel GAD-7 (OR = 1,374, IC 95% = 1,160–1,626), punteggi più bassi nel SSRS (OR = 0,787, IC 95% = 0,711–0,871) e una storia di malattie preesistenti (OR = 3,107, IC 95% = 1,212–7,968) erano associati all'appartenenza al gruppo C2. L'età non risultava statisticamente significativa in questo confronto (P = 0,089). Per C3 rispetto a C1, l'età era l'unico predittore statisticamente significativo mantenuto (OR = 0,954, IC 95% = 0,912–0,997, P = 0,036).
Per C4 rispetto a C1, un'età più avanzata (OR = 1,077, IC 95% = 1,005–1,154), stato civile non coniugato (coniugato: OR = 0,248, IC 95% = 0,085–0,720), punteggi più elevati nel HAMD-17 (OR = 1,466, IC 95% = 1,214–1,772), punteggi più bassi nel SSRS (OR = 0,727, IC 95% = 0,646–0,819), punteggi più elevati nel GAD-7 (OR = 1,605, IC 95% = 1,318–1,955) e una storia di malattie sottostanti (OR = 4,454, IC 95% = 1,511–13,134) erano associati all'appartenenza al gruppo C4.
Diagnostica del modello
Il modello multinomiale finale ha mostrato un miglioramento significativo rispetto al modello con solo intercetta (chi-quadro del rapporto di verosimiglianza χ2 = 190,966, df = 18, P < 0,001). I test di bontà dell’adattamento di Pearson (χ2 = 745,020, df = 759, P = 0,635) e della devianza (χ2 = 515,576, df = 759, P > 0,999) non hanno indicato un cattivo adattamento del modello. I valori di pseudo-R2 di Cox-Snell, Nagelkerke e McFadden sono stati rispettivamente 0,520, 0,557 e 0,270, mentre l'accuratezza di classificazione è stata del 53,1%. Il modello è convergito dopo sette iterazioni, senza evidenza di separazione completa o quasi completa. Alcune stime relative alla storia di malattie preesistenti presentavano intervalli di confidenza al 95% relativamente ampi, indicando una precisione limitata e sostenendo un’interpretazione cauta di queste associazioni.
DISPONIBILITÀ DEI DATI:
I dati grezzi a supporto dei risultati di questo studio sono forniti con l'articolo come File Supplementare 1.
Figura 1: Traiettorie longitudinali della dipendenza infermieristica in pazienti con infarto miocardico acuto. Le quattro classi latenti di traiettoria identificate dal modello di miscelazione della crescita (GMM) erano: Alta Indipendenza-Miglioramento Lento (C1, n = 66, 25,4%), Dipendenza Moderata-Peggioramento Rapido (C2, n = 54, 20,8%), Alta Dipendenza-Miglioramento Significativo (C3, n = 90, 34,6%) e Alta Dipendenza-Peggioramento Lento (C4, n = 50, 19,2%). T1 rappresenta il valore iniziale dopo il trattamento di emergenza riuscito e il recupero della coscienza; T2 rappresenta il giorno 3 dopo il ricovero; T3 rappresenta il momento della dimissione; T4 rappresenta 1 mese dopo la dimissione. L'asse y riporta il punteggio medio della scala CDS specifico per classe, con valori più alti che indicano maggiore indipendenza e minore dipendenza assistenziale. Abbreviazioni: AMI = infarto miocardico acuto; CDS = scala di dipendenza assistenziale; GMM = modello di miscelazione della crescita. Cliccare qui per visualizzare una versione ingrandita di questa figura.
| Modello | AIC | BIC | aBIC | Entropia | Valore P di LMR-LRT | Valore P di BLRT | Proporzione delle classi (%) |
| 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 |
Tabella 1: Indici di adattamento per modelli misti di crescita da una a cinque classi delle traiettorie di dipendenza infermieristica. Valori più bassi degli indici informativi indicano un adattamento del modello relativamente migliore, mentre valori di entropia più vicini a 1 indicano una separazione più chiara tra le classi. Il test LMR-LRT e il BLRT confrontano un modello a k classi con il corrispondente modello a k − 1 classi. Le proporzioni delle classi sono proporzioni stimate dal modello; i conteggi finali di partecipanti e le percentuali si basano sull'assegnazione alla classe posteriore più probabile. Abbreviazioni: AIC = criterio informativo di Akaike; BIC = criterio informativo bayesiano; aBIC = criterio informativo bayesiano aggiustato per la dimensione del campione; LMR-LRT = test del rapporto di verosimiglianza aggiustato di Lo-Mendell-Rubin; BLRT = test del rapporto di verosimiglianza con campionamento bootstrap.
| Elemento | Classificazione | Alta indipendenza-Miglioramento lento (C1) (n = 66) | Dipendenza moderata-Deterioramento rapido (C2) (n = 54) | Alta dipendenza-Miglioramento significativo (C3) (n = 90) | Alta dipendenza-Peggioramento lento (C4) (n = 50) | Statistica | P valore |
| Età (anni) | − | 58,20 ± 7,80 | 61,50 ± 7,40 | 55,80 ± 7,60 | 63,10 ± 7,20 | 12,572 | <0,001 |
| Sesso | Maschio | 43 | 35 | 58 | 31 | 0,142 | 0,986 |
| Femmina | 23 | 19 | 32 | 19 | |||
| BMI (kg/m²) | — | 23,60 ± 2,70 | 23,40 ± 2,80 | 23,80 ± 2,90 | 23,50 ± 2,60 | 0,27 | 0,847 |
| Stato civile | Coniugato | 46 | 24 | 64 | 25 | 14,749 | 0,002 |
| Nubile / Divorziato / Vedovo | 20 | 30 | 26 | 25 | |||
| Classificazione della funzione cardiaca | Classe I–II | 41 | 22 | 60 | 20 | 15,283 | 0,002 |
| Classe III–IV | 25 | 32 | 30 | 30 | |||
| Tipo di infarto miocardico | Elevazione del segmento ST | 50 | 35 | 44 | 37 | 15,035 | 0,002 |
| Non elevazione del segmento ST | 16 | 19 | 46 | 13 | |||
| Intervento coronarico percutaneo | Sì | 45 | 38 | 62 | 21 | 12,863 | 0,005 |
| No | 21 | 16 | 28 | 29 | |||
| Terapia trombolitica | Sì | 52 | 49 | 66 | 29 | 15,622 | 0,001 |
| No | 14 | 5 | 24 | 21 | |||
| Punteggio HAMD | − | 10,80 ± 2,70 | 13,10 ± 2,90 | 11,20 ± 2,60 | 14,10 ± 3,00 | 19,04 | <0,001 |
| Punteggio SSRS | − | 43,00 ± 4,80 | 38,50 ± 5,00 | 42,00 ± 4,90 | 36,80 ± 5,10 | 20,742 | <0,001 |
| Punteggio GAD-7 | - | 9,50 ± 2,50 | 12,10 ± 2,80 | 10,00 ± 2,60 | 13,70 ± 3,00 | 30,585 | <0,001 |
| Anamnesi di malattie di base | Sì | 20 | 32 | 28 | 34 | 27,903 | <0,001 |
| No | 46 | 22 | 62 | 16 |
Tabella 2: Analisi univariata delle caratteristiche nei diversi gruppi di traiettoria della dipendenza infermieristica. Le variabili continue sono riportate come media ± deviazione standard e sono state confrontate mediante analisi della varianza unidirezionale. Le variabili categoriche sono riportate come numero di partecipanti e sono state confrontate mediante test chi-quadro di Pearson. Tutti i valori di P sono bilaterali e rappresentano confronti complessivi tra le quattro classi di traiettoria. Abbreviazioni: BMI = indice di massa corporea; HAMD-17 = Scala di valutazione della depressione di Hamilton a 17 voci; SSRS = Scala di valutazione del supporto sociale; GAD-7 = Disturbo d'ansia generalizzato-7; PCI = intervento coronarico percutaneo.
| Variabile | Descrizione dell'assegnazione |
| Età | Inserita con il valore originale |
| Stato civile | Nubile/divorziato/vedovo = 0; Coniugato = 1 |
| Classe di funzione cardiaca | Classe Ⅰ, Ⅱ = 0; Classe Ⅲ, Ⅳ = 1 |
| Tipo di infarto | Senza elevazione del tratto ST = 0; Con elevazione del tratto ST = 1 |
| Terapia interventistica | No = 0; Sì = 1 |
| Terapia trombolitica | No = 0; Sì = 1 |
| Punteggio HAMD | Inserito con il valore originale |
| Punteggio SSRS | Inserito con il valore originale |
| Punteggio GAD-7 | Inserito con il valore originale |
| Anamnesi di malattie di base | No = 0; Sì = 1 |
Tabella 3: Codifica dei predittori candidati per la regressione logistica multinomiale. Età, HAMD-17, SSRS e GAD-7 sono stati inseriti utilizzando i rispettivi valori continui originali. Per le variabili dicotomiche, la categoria codificata come 0 è servita come categoria di riferimento: non sposato/divorziato/vedovo per lo stato civile; funzione cardiaca Classe I–II; NSTEMI; assenza di PCI; assenza di terapia trombolitica; e assenza di anamnesi di malattie di base. Abbreviazioni: HAMD-17 = Scala di valutazione della depressione di Hamilton a 17 voci; SSRS = Scala di valutazione del supporto sociale; GAD-7 = Disturbo d'ansia generalizzato-7; NSTEMI = infarto miocardico senza elevazione del tratto ST; PCI = intervento coronarico percutaneo.
| Confronto tra gruppi | Variabile | β | SE | Wald χ² | P | OR aggiustata (95% CI) |
| C2 rispetto a C1 | Età | 0.052 | 0.03 | 2.885 | 0.089 | 1.053 (0.992–1.118) |
| Stato coniugale | −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) | |
| Malattie sottostanti | 1.134 | 0.48 | 5.567 | 0.018 | 3.107 (1.212–7.968) | |
| C3 rispetto a C1 | Età | −0.047 | 0.023 | 4.389 | 0.036 | 0.954 (0.912–0.997) |
| Stato coniugale | 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) | |
| Malattie sottostanti | 0.019 | 0.374 | 0.003 | 0.959 | 1.020 (0.490–2.123) | |
| C4 rispetto a C1 | Età | 0.074 | 0.035 | 4.438 | 0.035 | 1.077 (1.005–1.154) |
| Stato coniugale | −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) | |
| Malattie sottostanti | 1.494 | 0.552 | 7.332 | 0.007 | 4.454 (1.511–13.134) |
Tabella 4: Analisi di regressione logistica multinomiale dei fattori associati all'appartenenza al percorso di dipendenza infermieristica. La categoria C1, Alta Indipendenza-Miglioramento Lento, è stata definita come categoria di esito di riferimento. Sono riportate le OR aggiustate e i rispettivi IC al 95% per C2 rispetto a C1, C3 rispetto a C1 e C4 rispetto a C1. Il modello finale con effetti principali è stato ottenuto mediante selezione retrograda basata sul rapporto di verosimiglianza. Il modello finale ha mostrato un miglioramento significativo rispetto al modello con solo l'intercetta (χ2 del rapporto di verosimiglianza = 190,966, df = 18, P < 0,001), con un pseudo-R2 di Nagelkerke pari a 0,557 e un'accuratezza complessiva di classificazione del 53,1%. Abbreviazioni: OR = rapporto tra odds; IC = intervallo di confidenza; HAMD-17 = Scala di Valutazione della Depressione di Hamilton a 17 voci; SSRS = Scala di Valutazione del Supporto Sociale; GAD-7 = Disturbo d'Ansia Generalizzato-7.
File supplementare 1: Dati grezzi a supporto dei risultati di questo studio.Cliccare qui per scaricare il file.
Discussione
I cambiamenti longitudinali nella dipendenza infermieristica dovrebbero essere interpretati in modo descrittivo. A livello dell'intero coorte, il punteggio medio del CDS era di 48,28 ± 10,25 al tempo T1, indicando un elevato bisogno di cure infermieristiche nella fase iniziale dopo l'infarto miocardico acuto (AMI)11. Il punteggio del CDS è aumentato a 54,16 ± 14,33 al tempo T2 durante il trattamento acuto e la fase iniziale di recupero12, è diminuito leggermente a 52,82 ± 12,17 al momento della dimissione ed è nuovamente aumentato a 56,58 ± 15,15 a un mese dalla dimissione. Ricerche precedenti hanno evidenziato le difficoltà legate alla partecipazione alla riabilitazione cardiaca dopo l'AMI13; tuttavia, lo studio attuale non ha valutato direttamente se la partecipazione alla riabilitazione o altri fattori specifici possano spiegare i cambiamenti temporali osservati. Un'analisi a classi latenti ha ulteriormente dimostrato che il modello medio complessivo nascondeva quattro traiettorie sostanzialmente diverse. Questa eterogeneità è in linea con precedenti studi sulle traiettorie cardiovascolari, inclusi i percorsi relativi alla qualità della vita legata alla salute dopo l'AMI14 e le traiettorie di autogestione nei pazienti con malattia coronarica15. Le differenze nel numero e nella forma delle classi tra gli studi potrebbero riflettere differenze nei costrutti misurati, nei programmi di valutazione, nelle popolazioni di pazienti, nella durata del follow-up e negli approcci di modellizzazione a classi latenti.
Diversi passaggi del protocollo sono fondamentali per la riproducibilità. In primo luogo, T1 deve essere definito in modo coerente. La valutazione basale dovrebbe avvenire dopo un trattamento di emergenza riuscito e il recupero della coscienza, poiché una valutazione precedente potrebbe rilevare un'instabilità clinica transitoria piuttosto che uno stato funzionale affidabile. In secondo luogo, la somministrazione del CDS dovrebbe essere standardizzata in tutti e quattro i punti temporali, poiché variazioni nelle istruzioni o nelle procedure di assistenza potrebbero introdurre differenze longitudinali artificiali. In terzo luogo, le valutazioni psicosociali basali dovrebbero essere chiaramente distinte dalle valutazioni ripetute del CDS. HAMD-17, GAD-7 e SSRS sono stati somministrati una sola volta a T1, mentre il CDS è stato somministrato ripetutamente a T1–T4. Infine, il modello GMM dovrebbe essere adattato con un numero sufficiente di avvii casuali e valutato replicando la log-verosimiglianza ottimale, le stime dei parametri ammissibili, le probabilità a posteriori e le dimensioni delle classi clinicamente significative, piuttosto che essere selezionato esclusivamente sulla base della diminuzione dei valori di AIC o BIC.
La scelta della soluzione a quattro classi illustra un aspetto importante nella modellizzazione di miscele. L'aggiunta di una quinta classe ha ridotto in modo modesto i criteri informativi e aumentato l'entropia; tuttavia, la soluzione a cinque classi non ha mostrato un miglioramento statisticamente significativo secondo né il LMR-LRT (P = 0.128) né il BLRT (P = 0.063) ed ha introdotto un piccolo sottogruppo costituito soltanto dal 6,4% del campione, con una differenziazione clinica aggiuntiva limitata. In applicazioni analoghe, ogni classe aggiuntiva non dovrebbe quindi essere automaticamente interpretata come un sottogruppo biologico o clinico significativo. Una soluzione più semplice dovrebbe essere riesaminata quando un modello produce una classe molto piccola, presenta una convergenza instabile, fornisce una log-verosimiglianza ottimale non replicata, genera traiettorie implausibili o mostra cambiamenti sostanziali nella composizione delle classi in risposta a piccole variazioni nei valori iniziali. Al contrario, un modello statisticamente più semplice potrebbe risultare inadeguato se confonde pattern longitudinali clinicamente distinti e ben separati.
L'analisi dei fattori associati deve essere interpretata in senso esplorativo, piuttosto che predittivo o causale. L'età ha mostrato associazioni specifiche per classe rispetto all'appartenenza alle traiettorie. Studi prospettici precedenti condotti su pazienti con infarto miocardico acuto (AMI) hanno identificato l'età avanzata come un importante fattore correlato al successivo deterioramento dello stato di salute e delle attività della vita quotidiana16,17. Anche lo stato civile si è dimostrato associato all'appartenenza alle traiettorie, e una revisione sistematica con meta-analisi ha riportato associazioni tra stato coniugale o di coppia e gli esiti riferiti dai pazienti dopo infarto miocardico18. Un ridotto supporto sociale percepito è stato associato a uno stato di salute peggiore e a sintomi depressivi dopo AMI19, mentre il disagio psicologico dopo infarto miocardico è anch'esso clinicamente rilevante20. Evidenze prospettiche hanno inoltre collegato un basso supporto sociale percepito a esiti peggiori in termini di salute fisica e mentale dopo AMI21. La presenza di malattie preesistenti si è associata a diverse comparazioni tra traiettorie nel presente studio, e precedenti evidenze hanno collegato la multimorbidità a un deficit funzionale nei pazienti con anamnesi di AMI22. Tuttavia, l'analisi attuale non ha valutato i meccanismi fisiologici, comportamentali o psicosociali alla base di queste associazioni. I risultati non devono pertanto essere interpretati come prova che la modifica di tali fattori altererebbe necessariamente l'appartenenza alle classi di traiettoria.
Questo metodo presenta diversi limiti. Lo studio è stato condotto in un singolo centro mediante campionamento di convenienza, il che potrebbe aver introdotto un bias di selezione e limitato la validità esterna. Sono stati inclusi solo pazienti che hanno sperimentato un primo infarto miocardico; pertanto, la struttura delle traiettorie identificata potrebbe non essere generalizzabile ai pazienti con eventi ricorrenti. Il follow-up si è concluso un mese dopo la dimissione, impedendo di valutare se le quattro classi di traiettoria rimangano stabili nel tempo. Variabili cardiovascolari importanti, tra cui la frazione di eiezione del ventricolo sinistro, la classe Killip, le caratteristiche del vaso colpevole, il successo della procedura, le complicanze in ospedale, la terapia medica dettagliata, il peptide natriuretico di tipo B, la tolleranza all'esercizio e la partecipazione a programmi strutturati di riabilitazione cardiaca, non sono state incorporate in modo sistematico. Non può quindi essere escluso un residuo confondimento legato alla gravità della malattia, all'intensità del trattamento e allo stato di riabilitazione.
Un'ulteriore limitazione riguarda la precisione di alcune stime di regressione specifiche per classe. Non è stata effettuata alcuna formale analisi a priori basata su simulazioni per il calcolo della dimensione campionaria. Sebbene il modello GMM a quattro classi abbia mostrato una convergenza stabile e una qualità soddisfacente della classificazione, alcuni gruppi di traiettoria erano relativamente piccoli. Gli intervalli di confidenza ampi per alcune stime selezionate, in particolare quelle relative alla storia di malattie sottostanti, devono pertanto essere interpretati con cautela. Sono necessari coorti prospettici più ampi, multicentrici, con periodi di follow-up più lunghi, fenotipizzazione cardiovascolare più completa e replicazione indipendente per confermare la struttura delle classi identificate e i fattori ad essa associati. Nonostante queste limitazioni, il framework combinato basato su misurazioni ripetute del CDS e sul modello GMM fornisce un approccio pratico per identificare pattern eterogenei di recupero precoce e potrebbe facilitare valutazioni infermieristiche e follow-up più individualizzati nelle popolazioni con infarto miocardico acuto.
Dichiarazioni
Gli autori dichiarano di non avere interessi concorrenti. Nessuno strumento di intelligenza artificiale (AI) è stato utilizzato nella preparazione, scrittura, revisione o creazione delle figure per questo manoscritto.
CONTRIBUTI DEGLI AUTORI:
Tutti gli autori hanno contribuito alla concezione e alla progettazione dello studio, alla raccolta e all'interpretazione dei dati, nonché alla stesura e alla revisione del manoscritto. Tutti gli autori hanno esaminato e approvato la versione finale del manoscritto e accettano di essere ritenuti responsabili per tutti gli aspetti del lavoro
Ringraziamenti
Gli autori ringraziano i pazienti che hanno partecipato allo studio e il personale clinico che ha assistito nella somministrazione dei questionari, nella raccolta dei dati e nel follow-up. Questa ricerca non ha ricevuto alcun finanziamento specifico da agenzie pubbliche, commerciali o senza scopo di lucro.
Materiali
| Nome | Azienda | Numero di catalogo | Commenti |
|---|---|---|---|
| Scala della Dipendenza Assistenziale (CDS) | Dijkstra A, Buist G, Dassen T | N/A | Scala originale di valutazione della dipendenza assistenziale infermieristica composta da 15 voci; punteggi più elevati indicano maggiore indipendenza. |
| Scala della Dipendenza Assistenziale, versione cinese | Zhang SQ, Zhu YM, Li L, et al. | N/A | Fonte della versione cinese o della validazione citata nel manoscritto e utilizzata per supportare l'applicazione del CDS in questo studio. |
| Questionario Informativo Generale | Team di studio, Ospedale Popolare del Distretto di Linquan’s Ospedale | Sviluppato dallo studio; nessun numero di catalogo | Modulo specifico per lo studio utilizzato per raccogliere età, sesso, BMI, stato civile, classificazione della funzione cardiaca, tipo di infarto miocardico, strategia di riperfusione e anamnesi delle malattie di base. |
| Disturbo d'Ansia Generalizzato-7 (GAD-7) | Spitzer RL, Kroenke K, Williams JBW, Lönoi B | N/A | Scala d'ansia pubblicata composta da 7 elementi somministrata una volta al basale (T1). |
| Scala di valutazione della depressione di Hamilton, 17 voci (HAMD-17) | Hamilton M | N/A | Scala di depressione valutata da clinici pubblicata; è stato utilizzato l'approccio di punteggio con 17 voci al basale (T1). |
| IBM SPSS Statistics | IBM Corp. | Versione 26.0 | Software statistico utilizzato per statistiche descrittive, ANOVA a un fattore, test del chi-quadro e regressione logistica multinomiale. |
| Documentazione di IBM SPSS Statistics 26 | IBM Corp. | Documentazione della versione 26 | Risorsa ufficiale di documentazione per IBM SPSS Statistics 26 |
| Mplus | Muthén & Muthén | Versione 8.3 | Software statistico utilizzato per adattare modelli misti di crescita da uno a cinque classi; la versione 8.3 è stata rilasciata il 30 aprile 2019. |
| Mplus Guida per l'utente | Muthén & Muthén | Ottava edizione / Versione 8 | Documentazione ufficiale dell'utente di Mplus Versione 8 utilizzata come risorsa software metodologica. |
| Scala di Valutazione del Supporto Sociale (SSRS) | Xiao SY | N/A | Scala cinese di supporto sociale a 10 voci somministrata una volta al basale (T1). |
| STROBE Checklist per studi di coorte | Iniziativa STROBE | Checklist per lo studio di coorte | Checklist di rendicontazione utilizzata per verificare la completezza della relazione di uno studio osservazionale longitudinale. |
| Dichiarazione STROBE | Iniziativa STROBE | linea guida del 2007 | Linee guida per la relazione di studi osservazionali; utilizzate come risorsa per la descrizione della progettazione dello studio, dei partecipanti, dei bias, dei metodi statistici, dei risultati e delle limitazioni. |
Riferimenti
- 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.