この縦断的プロトコルでは、Care Dependency Scaleによる反復評価と成長混合モデルを組み合わせることで、急性心筋梗塞後の看護依存度の異なる軌跡を特定し、軌跡クラスへの所属に関連する人口統計学的、臨床的、および心理社会的な要因を評価します。
研究記事
急性心筋梗塞患者における看護依存度の軌跡の潜在的クラスと関連要因
* These authors contributed equally
この記事について
サマリー
要約
本研究は、急性心筋梗塞（AMI）患者における看護依存度の軌跡の潜在クラスを特定し、軌跡クラスへの所属に関連する要因を検討することを目的とした。この単一施設縦断的観察研究には、2024年1月から2026年1月の間に林泉県人民病院に入院したAMI患者260名が組み入れられた。研究のベースラインは、緊急治療に成功し、意識が回復した時点と定義した。看護依存度は、ベースライン（T1）、入院3日後（T2）、退院時（T3）、および退院1ヶ月後（T4）に、Care Dependency Scale（CDS）を用いて評価した。異なる縦断的軌跡クラスを特定するために、成長混合モデルを用いた。その後、多項ロジスティック回帰を用いて臨床的および心理社会的特性を評価し、軌跡クラスへの所属に独立して関連する要因を特定した。その結果、4つの異なる看護依存度の軌跡が特定された：高自立・緩徐改善型（C1, n = 66, 25.4%）、中等度依存・急速悪化型（C2, n = 54, 20.8%）、高依存・著明改善型（C3, n = 90, 34.6%）、および高依存・緩徐悪化型（C4, n = 50, 19.2%）であった。年齢、配偶者の有無、抑うつおよび不安症状、社会的サポート、および基礎疾患の既往が、軌跡への所属とクラス特異的な独立した関連を示した。AMI患者の看護依存度には顕著な個人間異質性が認められ、4つの異なる縦断的軌跡が特定された。軌跡クラスへの所属に関連する要因は、より綿密な看護アセスメントや個別化されたフォローアップを必要とする患者の特定に役立つ可能性があるが、これらの要因を標的とした介入の有効性については、今後の前向きな評価が必要である。
概要
急性心筋梗塞（AMI）は、通常、冠動脈の突然の閉塞によって引き起こされ、その結果、心筋血流の著しい減少または遮断が生じ、それに続いて心筋壊死に至ります。心機能の低下や急性合併症が短期および長期の転帰に大きな影響を及ぼす可能性があるため、AMIは依然として生命を脅かす主要な心血管疾患となっています1。経皮的冠動脈インターベンションや血栓溶解療法を含む再灌流戦略は、冠血流を回復させることができ、AMIの急性期管理を大幅に改善させました。しかしながら、急性期の治療が成功した後であっても、一部の患者はセルフケアや日常生活動作における制限を経験し続け、その結果、さまざまなレベルの看護支援を必要とします2。
看護依存度は、患者の生活の質（QOL）、社会参加、機能回復、およびリハビリテーションプロセス全体に影響を及ぼします3。これまでの急性心筋梗塞（AMI）に関する研究は、主に診断および治療戦略、合併症の予防と管理、そして予後因子に焦点を当ててきました。経皮的冠動脈形成術後の冠動脈疾患患者を対象とした従来の横断的研究では、フレイル、自己効力感、および心理状態がケア依存度に関連する因子であることが特定されています。しかし、単一時点での評価では、個々の患者における依存度の変化を記述することや、時間の経過に伴う不均一な回復パターンの区別をすることは不可能です4。本研究では、4つの時点で看護依存度を繰り返し評価し、成長混合モデルを適用することで、異なる縦断的軌跡を持つ潜在的な患者サブグループを特定し、従来の静的な分析を拡張します。これらの不均一なパターンを特定することは、臨床医が異なるリハビリテーションプロファイルを持つ患者を認識し、個別の看護アセスメント、フォローアップ、および支持的ケアを提供するための根拠となり得ます。
したがって、本研究は、AMI患者における救急治療後のベースラインから退院後1か月までの看護依存度の明確な縦断的クラスを特定し、軌跡クラスへの所属に関連する人口統計学的、臨床的、および心理社会的要因を検討することを目的とした。本研究は探索的な性質を持つため、特定の軌跡クラスに関する方向性を持った仮説は事前に設定していない。
プロトコル
本研究は、中国安徽省阜陽市の林泉県人民病院救急科で実施されました。研究プロトコルは、林泉県人民病院倫理委員会の審査および承認を受けました（承認番号：24XNLC-HL1015）。すべての参加者から、登録前に書面によるインフォームドコンセントを得ました。ヒト参加者が関与するすべての手順は、施設の倫理的要件および適用可能な倫理原則に従って行われました。
研究設定および参加者の特定
本研究は、中国安徽省阜陽市林泉県人民病院の救急医学科において、単一施設の前向き縦断的観察研究として実施されました。参加者は2024年1月から2026年1月の間に募集され、救急治療後のベースラインから退院後1ヶ月まで追跡調査が行われました。
急性心筋梗塞（AMI）で入院した適格な患者を特定するために、便宜的サンプリングが用いられました。すべての潜在的な参加者に対して、同一の適格基準およびスクリーニング手順が適用されました。便宜的サンプリングは選択バイアスを導入する可能性があるため、結果の一般化可能性を解釈する際に、この潜在的なバイアス源が考慮されました。
合計287人の患者をスクリーニングし、そのうち27人が登録されませんでした。内訳は、既往に心筋梗塞がある患者が8人、意識障害または認知機能低下によりスタディの評価を完了できなかった患者が6人、その他の器質的心疾患がある患者が5人、悪性腫瘍、多臓器不全、またはその他の重篤な全身性疾患がある患者が4人、および参加を拒否した患者が4人でした。残りの260人の患者が本研究に登録されました。
適格基準およびベースラインの定義
AMIの確定的な臨床診断を受けており、初回心筋梗塞を発症していること、18歳以上であること、意識が鮮明で研究評価を理解し完了させるのに十分な認知機能を有していること、および書面によるインフォームドコンセントを提供した患者を組み入れ対象とした。その他の器質性心疾患、悪性腫瘍、多臓器不全、またはその他の重篤な全身性器質疾患を有する患者は除外した。
以前の心筋梗塞、既往の血行再建術、慢性的な心筋梗塞後の機能障害、およびセルフケアやリハビリテーションにおける既存の適応などの影響による不均一性を軽減するため、登録は初回発症の心筋梗塞患者に限定しました。これらの要因はすべて、ベースライン時の看護依存度およびその後の軌跡パターンに独立して影響を及ぼす可能性があります。
T1は、救急治療が成功し意識が回復した後、参加者が必要な評価を確実に完了できるようになった時点と定義されました。
人口統計学的および心血管関連の臨床データの収集
年齢、性別、BMI（体格指数）、婚姻状況、心機能分類、心筋梗塞のタイプ、再灌流治療戦略、および基礎疾患の既往歴を収集するために、本研究専用の一般情報質問票を用いた。人口統計学的および心理社会的な情報は、適切に質問票による評価および診療録のレビューを通じて取得した。心機能分類、心筋梗塞のタイプ、再灌流戦略、および基礎疾患の既往歴を含む心血管関連の臨床的特徴は、あらかじめ定義された定義に基づき、初回入院時の診療録から抽出した。心機能分類は初回入院時の診療録から抽出し、解析のためにClass I–IIまたはClass III–IVにグループ化した。心筋梗塞のタイプは、初回入院時の診断記録に基づき、ST上昇型心筋梗塞（STEMI）または非ST上昇型心筋梗塞（NSTEMI）に分類した。基礎疾患の既往歴は、定義された慢性併存疾患が既往歴に少なくとも1つ記録されている場合を「あり（1）」、そうでない場合を「なし（0）」として二分的にコード化した。
経皮的冠動脈インターベンション（PCI）および血栓溶解療法は、予定されていた治療計画ではなく、指標入院中に実際に受けた治療に基づいて記録されました。統計解析のため、年齢およびBMIの元の連続値が保持されました。
繰り返しの看護依存度評価
ケア依存度尺度 (CDS)5）をT1時に実施した。本スケールは15項目で構成されており、各項目を1（完全依存）から5（ほぼ自立）までで評価し、合計スコアは15点から75点の範囲となる。スコアが高いほど自立度が高く、看護依存度が低いことを示す。確立されたCDS分類に基づくと、60～69点は軽度の介護依存、70～75点はほぼ自立であることを示す。したがって、CDS合計スコアは <本研究では、70を看護依存度の指標とした。4,5.
CDS評価は、入院後3日目（T2）、退院時（T3）、および退院1ヶ月後（T4）に繰り返し実施しました。測定の不一致を最小限に抑えるため、すべての評価において同一の指示、項目の順序、採点ルール、および介助手順を用いました。T4評価は、予定されていた退院1ヶ月後のフォローアップ時に、外来クリニックでの対面、または対面での訪問が困難な場合は電話にて行われました。いずれの設定においても、トレーニングを受けた研究チームのメンバーが、同一の標準化された指示、項目の順序、および採点基準を用いて、すべてのCDS項目を実施しました。
登録された260名の参加者全員が4つのすべての時点においてCDSを完了し、1か月の観察期間中にフォローアップ不能となった参加者はいなかった。
ベースラインの心理社会的アセスメント
17項目のハミルトンうつ病評価尺度（HAMD-17）6をT1で1回実施した。項目1～3、7～11、15、および17は0から4点で評価し、項目4～6、12～14、および16は0から2点で評価した。各項目のスコアを合計して0から54点までの合計スコアを算出し、スコアが高いほど抑うつ症状が重いことを示すとした。
全般性不安障害尺度-7 (GAD-7)7をT1に一度実施した。7つの項目のそれぞれを0（全くない）から3（ほぼ毎日）まででスコア付けし、合計スコアは0から21の範囲となった。スコアが高いほど、不安症状がより深刻であることを示した。
社会的支援評価尺度（SSRS）8をT1で1回実施した。この尺度は10項目で構成されている。項目1〜4および8〜10は1から4までの4段階で評価し、項目5は報告された支援レベルに応じて1から4まででスコア付けし、項目6と7は利用可能な支援源の数に応じてスコア付けした。合計スコアは12から66の範囲であり、スコアが高いほど社会的支援がより高いことを示す。
すべてのCDSおよび心理社会的アセスメントは、トレーニングを受けた研究チームのメンバーによって実施または監督されました。参加者の登録前に、アセッサーは質問票の実施方法、項目の解釈、許可される補助、およびスコアリング手順に関する標準化されたトレーニングを受けました。研究を通じて、同一の標準化された指示、項目の順序、およびスコアリング基準が使用されました。各時点において、個々の参加者を必ずしも同一のアセッサーが評価する必要はありませんでしたが、標準化されたトレーニングと統一されたアセスメント手順により、アセッサー間の整合性が維持されました。参加者は、可能な限り自立して質問票に回答するよう求められました。参加者が読解、理解、または記述に困難を感じた場合には、回答を誘導したり、参加者に代わって項目を解釈したり、参加者の回答を変更したりすることなく、標準化された個別補助が提供されました。
データの品質管理および欠測データの処理
質問票の記入前に、参加者に対して研究目的、完了手順、および機密保持要件について説明した。すべての参加者に対し、標準化された指示と同一のアセスメント手順を用いた。記入済みの質問票は、記入漏れや明らかに不適切な回答がないか直ちに確認した。未回答の項目がある場合、参加者に当該項目の再確認を依頼し、同意が得られた場合に回答を記入してもらった。質問票の記入補助が必要な場合、研究スタッフは参加者に代わって回答を提案、解釈、または提供することはしなかった。臨床変数は事前定義された定義に基づいて抽出され、記入済みのフォームはデータ入力前に検証された。
260名すべての参加者がT1からT4までのCDSアセスメントを完了し、脱落者はなかった。報告された解析に含まれる縦断的CDSデータおよび人口統計学的、臨床的、心理社会的変数はすべて揃っていた。したがって、260名すべての参加者が解析に含まれ、データの補完は不要であった。
縦断的CDSスコアの成長混合モデル解析
Mplus version 8.3を用いて、成長混合モデル（GMM）を実施した。共変量を含まない無条件GMMを適合させ、CDS_T1、CDS_T2、CDS_T3、およびCDS_T4を連続的な顕在変数として投入した。
ロバスト最大尤度推定（MLR）を用いて、1クラスから5クラスまでの解を順次適合させました。局所解に収束するリスクを軽減するため、1,000組のランダムな初期値を生成し、そのうち最良の200組を最終段階の最適化に保持しました。各解について、正常な終了、ランダムスタート間での最良対数尤度の再現、および不適格なパラメータ推定値が存在しないことを確認しました。
各解について、赤池情報量基準（AIC）、ベイズ情報量基準（BIC）、サンプルサイズ調整済みBIC（aBIC）、エントロピー、Lo-Mendell-Rubin調整済み尤度比検定（LMR-LRT）、およびブートストラップ尤度比検定（BLRT）を記録した。AIC、BIC、およびaBICの値が低いほど相対的なモデル適合度が良いと解釈し、エントロピーの値が1に近いほどクラスの分離が明確であることを示した。
各kクラス解を、LMR-LRTおよびBLRTを用いて対応するk − 1解と比較した。最終的なモデルの選定は、単に情報基準の減少に基づいて行わず、収束の安定性、クラスサイズ、事後所属確率、簡潔性、および臨床的な解釈可能性も考慮した。各参加者を事後所属確率が最も高いクラスに割り当て、分類精度の追加指標として、クラスごとの平均事後確率を算出した。
反復CDS測定の解析
全体コホートにおけるT1、T2、T3、およびT4を通じた参加者内でのCDSスコアの変化を評価するため、評価時間を被験者内要因とする一元配置反復測定分散分析（RM-ANOVA）を実施した。近似的な正規性と球形性の仮定について検討を行った。球形性はMauchlyの検定を用いて評価し、球形性の仮定が満たされない場合はGreenhouse–Geisser補正後の結果を用いた。すべての検定は両側検定とし、P < 0.05を統計的に有意と見なした。
軌跡クラス間の単変量比較
GMM以外の分析は、IBM SPSS Statistics version 26.0を用いて行われた。年齢、BMI、HAMD-17、SSRS、およびGAD-7のスコアは、カテゴリー化せず連続変数として分析した。
ほぼ正規分布を示す連続変数は平均値 ± 標準偏差で表記し、一元配置分散分析を用いて4つの軌跡クラス間で比較した。カテゴリー変数は参加者数で表記し、ピアソンのカイ二乗検定を用いて比較した。すべてのP値は両側検定とし、初期多変数モデルに組み込む変数を特定するための閾値としてP < 0.05を用いた。
単変量解析において、年齢、配偶者の有無、心機能分類、心筋梗塞の型、PCI、血栓溶解療法、HAMD-17スコア、SSRSスコア、GAD-7スコア、および既往歴が P < 0.05 の基準を満たしたため、初期の多変量モデルに投入された。性別とBMIはこの基準を満たさなかった。
多項ロジスティック回帰とモデル診断
4つの軌跡クラスを名目上のアウトカムとして扱い、二項ロジスティック回帰ではなく多項ロジスティック回帰を実施した。C1（高独立度・緩やかな改善）を対照のアウトカムカテゴリーとした。
単変量解析においてP < 0.05であったすべての変数を初期モデルに組み込んだ。その後、後退尤度比選択法を適用し、P > 0.10を示す変数を順次除外した。統計的に有意な主効果を最終モデルに残した。
共線性は、許容度および分散拡大係数（VIF）を用いて評価した。最終解析における許容度の値は約0.81から0.97であり、VIFの値は1.03から1.24であったことから、実質的な共線性は認められなかった。
オーバーフィッティングのリスクを軽減するため、交互作用の検定は、あらかじめ指定された臨床的に妥当な項目に限定して行った。あらかじめ指定した3つの交互作用（年齢 × 既往歴、配偶者の有無 × SSRSスコア、およびHAMD-17スコア × GAD-7スコア）について、尤度比検定を用いて個別に評価した。得られたP値はそれぞれ0.655、0.301、0.908であったため、交互作用項はいずれも採用しなかった。
モデルの全体的な性能は、切片のみのモデルに対する尤度比検定、ピアソンおよび偏差による適合度検定、Cox-Snell、Nagelkerke、McFaddenの擬似R2統計量、分類精度、収束性、および完全分離または準完全分離の評価を用いて評価した。
C2対C1、C3対C1、およびC4対C1の比較におけるすべての最終予測因子について、95%信頼区間（CIs）を伴う調整オッズ比（ORs）を報告した。信頼区間が広い場合は、効果サイズが大きいという決定的な証拠ではなく、精度が限定的であることを示すものと解釈した。
サンプルサイズの検討および報告
GMMに対して、単一の普遍的なサンプルサイズの閾値は適用されませんでした。サンプルの適切性は、モデルの複雑さ、クラス比率、クラス間の分離度、欠損データのパターン、エントロピー、事後確率、および収束に関連して検討されました9。
本研究は、あらかじめ設定されたリクルート期間中に得られた適格集団に基づく探索的な縦断的研究であったため、形式的な事前のシミュレーションに基づくパワー計算は行わなかった。最終的な4クラス解は、66名、54名、90名、50名の参加者で構成され、エントロピー値は0.879、平均事後確率は0.871から0.927の範囲であった。
多項ロジスティック回帰において、サンプルの十分性は、各アウトカムカテゴリーの参加者数および候補予測パラメータ数に基づいて評価されました10。一部の軌跡クラスの規模が比較的小さかったため、回帰分析は確定的な予測モデルの開発ではなく、探索的な関連性分析として解釈されました。
本観察研究は、研究デザイン、設定、参加者のフロー、データソース、バイアスの潜在的な要因、研究規模、統計的手法、欠測データの処理、主要な結果、限界、および一般化可能性を含む、疫学研究における観察研究の報告の強化（STROBE）フレームワークに従って報告されました。
結果
参加者のフローと完結性
リクルート期間中に、287名のAMI患者を対象に適格性の評価を行った。27名の患者は登録されなかった。その内訳は、既往に心筋梗塞があった者が8名、意識障害または認知機能低下により研究評価を完了できなかった者が6名、その他の器質的心疾患があった者が5名、悪性腫瘍、多臓器不全、またはその他の重篤な全身性疾患があった者が4名、参加を辞退した者が4名であった。残りの260名の参加者が研究に組み入れられ、退院後1ヶ月までの計4回のCDS評価をすべて完了し、最終的なGMMおよびその後の解析の対象となった。報告された解析において、縦断的なCDS値の欠損はなく、追跡不能例もなく、補完を必要とする人口統計学的、臨床的、または心理社会的なデータの欠損もなかった。
4クラスGMMの選択
適合度指標は、1クラス解から4クラス解にかけて段階的に改善した（表1）。4クラス解では、AIC = 6978.826、BIC = 7047.82、aBIC = 6978.741、エントロピー = 0.879、LMR-LRT P = 0.027、および BLRT P < 0.001となった。モデルによって推定されたクラス比率は、25.8%、21.0%、34.1%、および 19.1%であった。5番目のクラスを追加したところ、AIC、BIC、および aBICはそれぞれ 6963.213、7038.208、および 6962.613へとわずかに減少せず、エントロピーは 0.912に上昇した。しかし、LMR-LRT (P = 0.128) および BLRT (P = 0.063) のいずれにおいても、統計的に有意な改善は認められなかった。加えて、5番目のクラスはサンプル全体のわずか 6.4%しか構成していなかった。したがって、モデルの適合度、安定性、簡潔性、クラスサイズ、および臨床的な解釈可能性の最適なバランスが得られたため、4クラスモデルを採用した。
収束性と分類精度
4クラス解は正常に終了し、最適対数尤度はランダムスタート全体で18回再現されました。許容できないパラメータ推定値は見られませんでした。最も可能性の高いクラス所属の平均事後確率は、C1で0.914、C2で0.89、C3で0.927、C4で0.871であり、許容可能なクラス分離が示されました。
経時的な全体的な看護依存度
CDSスコアの全体平均は、T1で48.28 ± 10.25、T2で54.16 ± 14.3、T3で52.82 ± 12.17、T4で56.58 ± 15.15であった。一元配置反復測定分散分析（ANOVA）の結果、4つの評価時点間でCDSスコアに有意な全体差が認められた（F = 13.692, P < 0.01）。グループレベルでは、CDSスコアは3日目までに上昇し、退院時にわずかに低下し、退院1か月後に再び上昇した。後半の時点ほど変動性が大きかったことは、全体平均のパターンによって参加者間の実質的な異質性が隠されていたことを示唆している。
軌跡パターン
クラス割り当てにより、おそらく4つの軌跡が特定されました：C1：高い自立度-緩やかな改善（n = 6, 25.4%）、C2：中程度の依存度-急速な悪化（n = 54, 20.8%）、C3：高い依存度-著しい改善（n = 90, 34.6%）、およびC4：高い依存度-緩やかな悪化（n = 50, 19.2%; 図1）。T1–T4におけるCDSスコアの平均値は、C1ではそれぞれ5.50、59.0、60.0、64.0であり、C2では50.0、49.0、39.0、39.0、C3では43.2、59.35、61.86、70.90、そしてC4では46.00、4.0、42.0、40.0でした。
単変量クラス間比較
年齢はC1–C4間で有意に異なっていた（それぞれ58.20 ± 7.80、61.50 ± 7.40、5.80 ± 7.60、63.10 ± 7.20歳；F = 12.572, P < 0.01；表 2）。BMIはクラス間で有意な差は認められず（それぞれ23.60 ± 2.70、23.40 ± 2.80、23.80 ± 2.90、23.50 ± 2.60 kg/m2；F = 0.270, P = 0.847）、性別分布も同様であった（χ2 = 0.142, P = 0.986）。婚姻状況（χ2 = 14.749, P = 0.02）、心機能分類（χ2 = 15.283, P = 0.002）、心筋梗塞のタイプ（χ2 = 15.035, P = 0.02）、PCI（χ2 = 12.863, P = 0.005）、血栓溶解療法（χ2 = 15.62, P = 0.01）、および基礎疾患の既往（χ2 = 27.903, P < 0.01）については、有意な差が観察された。
HAMD-17の平均スコアは、C1～C4でそれぞれ 10.80 ± 2.70、13.10 ± 2.90、1.20 ± 2.60、14.10 ± 3.0 であった（F = 19.040, P < 0.01）。SSRSの平均スコアは、それぞれ 43.0 ± 4.80、38.50 ± 5.0、42.0 ± 4.90、36.80 ± 5.10 であり（F = 20.742, P < 0.01）、GAD-7の平均スコアは、それぞれ 9.50 ± 2.50、12.10 ± 2.80、10.0 ± 2.60、13.70 ± 3.0 であった（F = 30.585, P < 0.01）。
最終的な多項ロジスティック回帰
候補となる予測変数は、Table 3に示す通りにコーディングした。後方尤度比選択により、最終的な多項ロジスティック回帰モデルには、年齢、婚姻状況、HAMD-17、SSRS、GAD-7、および基礎疾患の既往が保持された（Table 4）。C1に対するC2の比較では、既婚であることはC2に属するオッズの低下と関連しており（調整後OR = 0.241, 95% CI = 0.095–0.612, P = 0.03）、一方で、HAMD-17スコアの高値（OR = 1.324, 95% CI = 1.121–1.564）、GAD-7スコアの高値（OR = 1.374, 95% CI = 1.160–1.626）、SSRSスコアの低値（OR = 0.787, 95% CI = 0.71–0.871）、および基礎疾患の既往（OR = 3.107, 95% CI = 1.212–7.968）はC2に属することと関連していた。この比較において、年齢は統計的に有意ではなかった（P = 0.089）。C1に対するC3の比較では、年齢のみが統計的に有意な保持予測変数であった（OR = 0.954, 95% CI = 0.912–0.97, P = 0.036）。
C1に対するC4において、高齢であること（OR = 1.07, 95% CI = 1.05–1.154）、未婚であること（既婚：OR = 0.248, 95% CI = 0.085–0.720）、HAMD-17スコアが高いこと（OR = 1.466, 95% CI = 1.214–1.72）、SSRSスコアが低いこと（OR = 0.727, 95% CI = 0.646–0.819）、GAD-7スコアが高いこと（OR = 1.605, 95% CI = 1.318–1.95）、および基礎疾患の既往があること（OR = 4.454, 95% CI = 1.51–13.134）が、C4への所属と関連していた。
モデル診断
最終的な多項モデルは、切片のみのモデルに比べて有意な改善を示した（尤度比 χ2 = 190.96, df = 18, P < 0.01）。ピアソン（χ2 = 745.020, df = 759, P = 0.635）および偏差（χ2 = 515.576, df = 759, P > 0.99）の適合度検定では、モデルの適合不良は認められなかった。Cox-Snell、Nagelkerke、McFaddenの疑似R2値はそれぞれ 0.520、0.57、0.270であり、分類精度は 53.1%であった。モデルは7回の反復後に収束し、完全分離または準完全分離の兆候は見られなかった。基礎疾患の既往歴に関する一部の推定値では95% CIが比較的広く、精度が限定的であるため、これらの関連性の解釈には注意が必要であることが示唆された。
データの可用性：
本研究の結果を裏付ける未加工データは、補足ファイル 1として本論文に付随しています。
図1急性心筋梗塞患者における看護依存度の縦断的軌跡。 GMMによって特定された4つの潜在的な軌跡クラスは、高自立・緩やかな改善（C1, n = 6, 25.4%）、中等度依存・急速な悪化（C2, n = 54, 20.8%）、高依存・著しい改善（C3, n = 90, 34.6%）、および高依存・緩やかな悪化（C4, n = 50, 19.2%）であった。T1は救急治療の成功と意識回復後のベースラインを、T2は入院後3日目、T3は退院時、T4は退院1ヶ月後を表す。y軸はクラス別の平均CDSスコアを表し、スコアが高いほど自立度が高く、看護依存度が低いことを示す。略語：AMI = 急性心筋梗塞、CDS = ケア依存尺度、GMM = 成長混合モデル。 こちらの図の拡大版を表示するには、ここをクリックしてください。
| モデル | AIC | BIC | aBIC | エントロピー | LMR-LRT P値 | BLRT P値 | クラス割合 (%) |
| 1 | 7353.11 | 7384.108 | 7355.567 | — | — | — | — |
| 2 | 7141.412 | 7184.409 | 7156.35 | 0.726 | 0.02 | <0.01 | 48.2/51.8 |
| 3 | 7032.275 | 7086.271 | 7049.704 | 0.813 | 0.015 | <0.01 | 35.1/42.7/2.2 |
| 4 | 6978.826 | 7047.82 | 6978.741 | 0.879 | 0.027 | <0.01 | 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 |
表1：看護依存度トラジェクトリの1〜5クラス成長混合モデルにおける適合度指標。 情報量基準の値が低いほど相対的なモデル適合度が良く、エントロピーの値が1に近いほどクラス分離が明確であることを示す。LMR-LRTおよびBLRTは、kクラスモデルと対応するk − 1モデルを比較したものである。クラス割合はモデルにより推定された割合であり、最終的な参加者数およびパーセンテージは、最も可能性の高い事後クラス割り当てに基づいている。略語：AIC = 赤池情報量基準、BIC = ベイズ情報量基準、aBIC = サンプルサイズ調整済みベイズ情報量基準、LMR-LRT = Lo-Mendell-Rubin調整尤度比検定、BLRT = ブートストラップ尤度比検定。
| 項目 | 分類 | 高い独立性・緩やかな改善 (C1) (n = 6) | 中等度依存・急速悪化 (C2) (n = 54) | 高度依存・大幅改善 (C3) (n = 90) | 高依存・緩徐悪化（C4）(n = 50) | 統計学 | P 値 |
| 年齢（歳） | − | 58.20 ± 7.80 | 61.50 ± 7.40 | 55.80 ± 7.60 | 63.10 ± 7.20 | 12.572 | <0.001 |
| 性別 | オス | 43 | 35 | 58 | 31 | 0.142 | 0.986 |
| 雌 | 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 |
| 婚姻状況 | 既婚 | 46 | 24 | 64 | 25 | 14.749 | 0.002 |
| 未婚 / 離婚 / 寡婦・寡夫 | 20 | 30 | 26 | 25 | |||
| 心機能分類 | クラスI–II | 41 | 22 | 60 | 20 | 15.283 | 0.002 |
| クラスIII–IV | 25 | 32 | 30 | 30 | |||
| 心筋梗塞の型 | ST上昇 | 50 | 35 | 44 | 37 | 15.035 | 0.002 |
| 非ST上昇 | 16 | 19 | 46 | 13 | |||
| 経皮的冠動脈インターベンション | はい | 45 | 38 | 62 | 21 | 12.863 | 0.005 |
| いいえ | 21 | 16 | 28 | 29 | |||
| 血栓溶解療法 | はい | 52 | 49 | 66 | 29 | 15.622 | 0.001 |
| いいえ | 14 | 5 | 24 | 21 | |||
| HAMDスコア | − | 10.80 ± 2.70 | 13.10 ± 2.90 | 11.20 ± 2.60 | 14.10 ± 3.00 | 19.04 | <0.001 |
| SSRSスコア | − | 43.00 ± 4.80 | 38.50 ± 5.00 | 42.00 ± 4.90 | 36.80 ± 5.10 | 20.742 | <0.001 |
| GAD-7スコア | - | 9.50 ± 2.50 | 12.10 ± 2.80 | 10.00 ± 2.60 | 13.70 ± 3.00 | 30.585 | <0.001 |
| 既往歴 | はい | 20 | 32 | 28 | 34 | 27.903 | <0.001 |
| いいえ | 46 | 22 | 62 | 16 |
表2：看護依存度トラジェクタリークラス間における特性の単変量解析。連続変数は平均値 ± 標準偏差で示し、一元配置分散分析を用いて比較した。カテゴリー変数は参加者数で示し、ピアソンのカイ二乗検定を用いて比較した。すべてのP値は、4つのトラジェクタリークラス間における両側全体比較である。略語：BMI = 体格指数、HAMD-17 = ハミルトンうつ病評価尺度17項目版、SSRS = 社会的支援評価尺度、GAD-7 = 全般性不安障害7項目尺度、PCI = 経皮的冠動脈インターベンション。
| 変数 | 課題の説明 |
| 年齢 | 元の値として入力済み |
| 配偶者の有無 | 未婚/離婚/死別 = 0、既婚 = 1 |
| 心機能分類 | クラスⅠ, Ⅱ = 0; クラスⅢ, Ⅳ = 1 |
| 梗塞のタイプ | 非ST上昇 = 0; ST上昇 = 1 |
| インターベンショナルセラピー | いいえ = 0; はい = 1 |
| 血栓溶解療法 | いいえ = 0; はい = 1 |
| HAMDスコア | 元の値として入力済み |
| SSRSスコア | オリジナル値として入力済み |
| GAD-7スコア | 元の値として入力済み |
| 基礎疾患の既往歴 | いいえ = 0; はい = 1 |
表3：多項ロジスティック回帰における候補予測因子のコーディング。 年齢、HAMD-17、SSRS、およびGAD-7は、元の連続値を用いて入力した。二値変数については、0とコード化されたカテゴリーを基準カテゴリーとした：婚姻状況については未婚/離婚/死別、心機能についてはClass I–II、NSTEMI、PCIなし、血栓溶解療法なし、および基礎疾患の既往なし。略語：HAMD-17 = 17項目ハミルトンうつ病評価尺度、SSRS = 社会的支持評価尺度、GAD-7 = 全般性不安障害-7、NSTEMI = 非ST上昇型心筋梗塞、PCI = 経皮的冠動脈インターベンション。
| 群間比較 | 変数 | β | 標準誤差 | ウォルドのχ²検定² | P | 調整オッズ比 (95% CI) |
| C2 対 C1 | 年齢 | 0.052 | 0.03 | 2.885 | 0.089 | 1.053 (0.992–1.118) |
| 既婚 | −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) | |
| 基礎疾患 | 1.134 | 0.48 | 5.567 | 0.018 | 3.107 (1.212–7.968) | |
| C3 対 C1 | 年齢 | −0.047 | 0.023 | 4.389 | 0.036 | 0.954 (0.912–0.997) |
| 既婚 | 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) | |
| 基礎疾患 | 0.019 | 0.374 | 0.003 | 0.959 | 1.020 (0.490–2.123) | |
| C4 対 C1 | 年齢 | 0.074 | 0.035 | 4.438 | 0.035 | 1.077 (1.005–1.154) |
| 既婚 | −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) | |
| 全般性不安障害尺度-7（GAD-7） | 0.473 | 0.101 | 22.111 | <0.001 | 1.605 (1.318–1.955) | |
| 基礎疾患 | 1.494 | 0.552 | 7.332 | 0.007 | 4.454 (1.511–13.134) |
表 4：看護依存度の軌跡グループへの所属に関連する要因の多項ロジスティック回帰分析。 C1（高い独立性・緩やかな改善）を対照カテゴリーとして指定した。C2対C1、C3対C1、およびC4対C1の調整オッズ比（OR）および95%信頼区間（CI）を報告する。最終的な主効果モデルは、後方尤度比選択法を用いて得られた。最終モデルは、切片のみのモデルと比較して有意に改善し（尤度比 χ2 = 190.96, df = 18, P < 0.01）、Nagelkerkeの擬似R2は0.57、全体の分類精度は53.1%であった。略語：OR = オッズ比、CI = 信頼区間、HAMD-17 = ハミルトンうつ病評価尺度17項目版、SSRS = 社会的支持評価尺度、GAD-7 = 全般性不安障害7項目尺度。
補足ファイル 1： 本研究の結果を裏付ける生データ。こちらのリンクからファイルをダウンロードしてください。
ディスカッション
看護依存度の縦断的な変化は、記述的に解釈されるべきである。コホート全体では、T1時点での平均CDSスコアは48.28 ± 10.25であり、AMI後の早期段階において相当な看護ケアのニーズがあることが示された11。CDSスコアは、急性期治療および早期回復期のT2において54.16 ± 14.33に上昇し12、退院時には52.82 ± 12.17へとわずかに低下し、退院1ヶ月後には再び56.58 ± 15.15に上昇した。先行研究では、AMI後の心臓リハビリテーションへの参加に関する課題が強調されているが13、本研究では、リハビリテーションへの参加やその他の特定の要因が、観察された経時的変化に関与していたかどうかを直接的に評価していない。潜在クラス分析により、全体の平均パターンの中には、実質的に異なる4つの軌跡が隠れていることがさらに明らかになった。この不均一性は、AMI後の健康関連クオリティ・オブ・ライフの軌跡14や冠動脈疾患患者のセルフケアの軌跡15など、心血管疾患の軌跡に関する先行研究と概ね一致している。研究間で見られるクラスの数や形状の違いは、測定された構成概念、評価スケジュール、患者集団、追跡期間、および潜在クラスモデリングのアプローチの違いを反映している可能性がある。
再現性を確保するためには、いくつかのプロトコルのステップが極めて重要です。第一に、T1を一貫して定義しなければなりません。ベースライン評価は、緊急治療が成功し意識が回復した後に実施する必要があります。それ以前の評価では、信頼できる機能状態ではなく、一時的な臨床的不安定さを捉えてしまう可能性があるためです。第二に、指示内容や補助手順の変化が縦断的な人為的差異を導入する可能性があるため、CDSの実施は4つの全時点において標準化されるべきです。第三に、ベースラインの心理社会的評価と、反復的に行われるCDS評価を明確に区別する必要があります。HAMD-17、GAD-7、およびSSRSはT1で一度のみ実施しましたが、CDSはT1からT4まで繰り返し実施しました。最後に、GMMは、単にAICやBICの値の減少のみに基づいて選択するのではなく、十分な回数のランダムスタートを用いて適合させ、最適な対数尤度、許容可能なパラメータ推定値、事後確率、および臨床的に意味のあるクラスサイズを再現することで評価されるべきです。
4クラス解の選択は、混合モデルにおける重要な検討事項を示しています。5番目のクラスを追加すると、情報基準はわずかに減少し、エントロピーは増加しましたが、5クラス解はLMR-LRT (P = 0.128) または BLRT (P = 0.063) のいずれにおいても統計的に有意な改善を示さず、サンプルのわずか6.4%のみで構成され、臨床的な分化も限定的な小サブグループが導入される結果となりました。したがって、同様の適用において、追加されたクラスをすべて自動的に意味のある生物学的または臨床的なサブグループとして解釈すべきではありません。モデルが極めて小さいクラスを生成した場合、収束が不安定な場合、再現性のない最適対数尤度が得られた場合、妥当ではない軌跡が生じた場合、または初期値の軽微な変更に応じてクラス構成に大幅な変化が見られる場合は、より簡潔な解を再検討すべきです。逆に、臨床的に明確に区別され、十分に分離した縦断的パターンを統合してしまう場合、統計的に簡潔なモデルは不適切である可能性があります。
関連因子の分析は、予測的または因果的なものではなく、探索的なものとして解釈されるべきである。年齢は、トラジェクトリの所属グループに特異的な関連を示した。急性心筋梗塞（AMI）患者を対象とした過去の前向き研究では、高齢であることがその後の健康状態および日常生活動作（ADL）の低下における重要な相関因子であることが特定されている16,17。配偶者の有無もトラジェクトリの所属に関連しており、系統的レビューおよびメタ解析において、心筋梗塞後の患者報告アウトカムと、結婚またはパートナーの状態との関連が報告されている18。知覚された社会的サポートの低さは、AMI後の健康状態の悪化や抑うつ症状と関連しており19、また心筋梗塞後の心理的苦痛も臨床的に重要である20。さらに前向きなエビデンスにより、知覚された社会的サポートの低さが、AMI後の身体的および精神的健康アウトカムの悪化に関連していることが示されている21。本研究において、既往症の有無はいくつかのトラジェクトリ比較に関連しており、過去のエビデンスでは、AMIの既往がある患者におけるマルチモビリティ（多疾患併存）と機能障害との関連が示されている22。それにもかかわらず、本分析では、これらの関連の背景にある生理学的、行動的、または心理社会的なメカニズムを評価していない。したがって、これらの因子を修正することで必ずしもトラジェクトリのクラス所属が変更されるという根拠として、本結果を解釈すべきではない。
本手法にはいくつかの限界がある。本研究は単一施設において便宜的サンプリングを用いて実施されたため、選択バイアスが生じている可能性があり、外部妥当性が制限されている。初回心筋梗塞を経験した患者のみを対象としたため、特定された軌跡構造が再発例の患者に一般化できるかは不明である。フォローアップは退院から1ヶ月で終了しており、4つの軌跡クラスがより長期にわたって安定して維持されるかどうかの評価は行えなかった。左室駆出率、Killip分類、責任血管の特性、手技の成功度、院内合併症、詳細な薬物療法、B型ナトリウム利尿ペプチド、運動耐容能、および構造化された心臓リハビリテーションへの参加状況を含む重要な心血管変数について、系統的な組み込みが行われなかった。したがって、疾患の重症度、治療強度、およびリハビリテーションの状態に関連する残存交絡を排除することはできない。
さらなる制限として、一部のクラス特異的な回帰推定値の精度が挙げられます。事前に行われる形式的なシミュレーションに基づくサンプルサイズ計算は実施されませんでした。4クラスのGMMは安定した収束と満足のいく分類精度を示しましたが、一部のトラジェクタリーグループは相対的に小規模でした。したがって、選択された推定値、特に基礎疾患の既往に関する推定値の信頼区間が広い点については、慎重に解釈する必要があります。特定されたクラス構造およびその関連要因を確認するためには、より長期間の追跡調査、より包括的な心血管表現型解析、および独立した再現性を備えた、より大規模な多施設共同前向きコホート研究が必要です。これらの制限はあるものの、反復的なCDSとGMMを組み合わせたフレームワークは、不均一な早期回復パターンを特定するための実用的なアプローチを提供し、AMI患者におけるより個別化された看護アセスメントおよびフォローアップを促進する可能性があります。
開示事項
著者らは競合する利益がないことを宣言します。本原稿の作成、執筆、編集、および図の作成において、人工知能（AI）ツールは使用されていません。
著者貢献：
すべての著者が、本研究の構想および設計、データの収集および解釈、ならびに原稿の作成および校正に寄与した。すべての著者が原稿の最終版を確認し承認し、研究のあらゆる側面について責任を負うことに同意した。
謝辞
著者らは、本研究に参加した患者および、アンケートの実施、データ収集、フォローアップを支援した臨床スタッフに感謝いたします。本研究は、公的、商業的、または非営利セクターのいかなる資金提供機関からも、特定の助成金を受けていません。
材料
| 名前 | 会社 | カタログ番号 | コメント |
|---|---|---|---|
| ケア依存度尺度 (Care Dependency Scale; CDS) | Dijkstra A, Buist G, Dassen T | 該当なし | オリジナルの15項目介護依存度評価尺度。スコアが高いほど自立度が高いことを示す。 |
| ケア依存尺度 中国語版 | Zhang SQ, Zhu YM, Li L, 他 | 翻訳対象のテキストが提供されておりません。翻訳する英文をご提示ください。 | 本研究においてCDSの申請を裏付けるために使用し、原稿内で引用した中国語版/検証ソース。 |
| 一般情報質問票 | 研究チーム、林泉県人民’病院 | 本研究で開発；カタログ番号なし | 年齢、性別、BMI、婚姻状況、心機能分類、心筋梗塞（MI）のタイプ、再灌流戦略、および基礎疾患の既往歴を収集するために使用される、研究専用のフォーム。 |
| 全般性不安症-7 (GAD-7) | Spitzer RL, Kroenke K, Williams JBW, Lö私たちはB | 該当なし | ベースライン時（T1）に1回実施された、既報の7項目不安尺度。 |
| ハミルトンうつ病評価尺度、17項目版 (HAMD-17) | Hamilton M | 翻訳対象のテキストが提供されていません。翻訳する英文をご提示ください。 | 既報の臨床医評価によるうつ病尺度を用い、ベースライン（T1）において17項目のスコアリング法を適用した。 |
| IBM SPSS Statistics | IBM Corp. | バージョン 26.0 | 記述統計、一元配置分散分析（one-way ANOVA）、カイ二乗検定、および多項ロジスティック回帰分析に使用した統計ソフト。 |
| IBM SPSS Statistics 26 ドキュメント | IBM Corp. | バージョン26 ドキュメント | IBM SPSS Statistics 26の公式ドキュメントリソース。 |
| Mplus | Muthén & Muthén | バージョン 8.3 | 1クラスから5クラスの成長混合モデルのフィッティングに使用された統計ソフトウェア。バージョン8.3は2019年4月30日にリリースされた。 |
| Mplusユーザーガイド | Muthén & Muthén | 第8版 / バージョン8 | 手法的なソフトウェアリソースとして使用したMplus Version 8の公式ユーザーマニュアル。 |
| 社会的支援評価尺度 (SSRS) | Xiao SY | 入力はありません。翻訳するテキストを提供してください。 | ベースライン時（T1）に一度実施された、既報の10項目からなる中国版社会的支持尺度。 |
| STROBEコホート研究チェックリスト | STROBEイニシアチブ | コホート研究チェックリスト | 縦断的観察研究報告の完全性を確認するために使用された報告チェックリスト。 |
| STROBE声明 | STROBEイニシアチブ | 2007年ガイドライン | 観察研究のための報告ガイドライン。研究デザイン、参加者、バイアス、統計手法、結果、および限界に関する報告リソースとして使用される。 |
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