이 종단적 프로토콜은 반복적인 Care Dependency Scale 평가와 성장 혼합 모델링(growth mixture modeling)을 결합하여 급성 심근경색 이후의 뚜렷한 간호 의존성 궤적을 식별하고, 궤적 클래스 소속과 관련된 인구통계학적, 임상적 및 심리사회적 요인을 평가합니다.
연구 논문
급성 심근경색 환자의 간호 의존도 궤적의 잠재 계층 및 관련 요인
* These authors contributed equally
이 논문에서
요약
초록
본 연구는 급성 심근경색(AMI) 환자의 간호 의존도 궤적의 잠재 계층을 식별하고, 궤적 계층 분류와 관련된 요인을 조사하는 것을 목적으로 하였다. 본 단일 센터 종단적 관찰 연구에는 2024년 1월부터 2026년 1월 사이에 린취안현 인민병원에 입원한 AMI 환자 260명이 포함되었다. 연구의 기점(baseline)은 응급 치료가 성공적으로 이루어지고 의식을 회복한 시점으로 정의하였다. 간호 의존도는 기점(T1), 입원 3일 후(T2), 퇴원 시(T3), 그리고 퇴원 1개월 후(T4)에 Care Dependency Scale(CDS)을 사용하여 평가하였다. 서로 다른 종단적 궤적 계층을 식별하기 위해 성장 혼합 모델링(Growth mixture modeling)을 사용하였다. 이후 다항 로지스틱 회귀 분석을 통해 임상적 및 심리사회적 특성을 평가하여 궤적 계층 분류와 독립적으로 연관된 요인을 식별하였다. 분석 결과, 고독립-완만 개선형(C1, n = 6, 25.4%), 중등도 의존-급격 악화형(C2, n = 54, 20.8%), 고의존-현저 개선형(C3, n = 90, 34.6%), 고의존-완만 악화형(C4, n = 50, 19.2%)의 네 가지 뚜렷한 간호 의존도 궤적이 확인되었다. 연령, 결혼 상태, 우울 및 불안 증상, 사회적 지지, 기저 질환 병력은 궤적 분류와 계층별로 독립적인 연관성을 보였다. AMI 환자의 간호 의존도는 개인 간에 상당한 이질성을 보였으며, 네 가지의 뚜렷한 종단적 궤적이 확인되었다. 궤적 계층 분류와 연관된 요인들은 더욱 세밀한 간호 평가와 개별화된 추적 관찰이 필요한 환자를 식별하는 데 도움이 될 수 있으나, 이러한 요인들을 대상으로 한 중재의 효과에 대해서는 향후 전향적 평가가 필요하다.
서론
급성 심근경색(AMI)은 일반적으로 관상동맥의 갑작스러운 폐쇄로 인해 발생하며, 이는 심근 혈류의 현저한 감소 또는 중단과 그에 따른 심근 괴사를 초래합니다. 손상된 심근 기능과 급성 합병증이 단기 및 장기 결과에 상당한 영향을 미칠 수 있기 때문에 AMI는 여전히 생명을 위협하는 주요 심혈관 질환으로 남아 있습니다1. 경피적 관상동맥 중재술 및 혈전 용해 요법을 포함한 재관류 전략은 관상동맥 혈류를 복원할 수 있으며, AMI의 급성기 관리를 상당히 개선했습니다. 그럼에도 불구하고, 성공적인 급성기 치료 후에도 일부 환자들은 자기 간호 및 일상 생활 활동에 있어 지속적인 제약을 경험하며, 결과적으로 다양한 수준의 간호 지원을 필요로 합니다2.
간호 의존성은 환자의 삶의 질, 사회적 참여, 기능적 회복 및 전반적인 재활 과정에 영향을 미칠 수 있습니다3. 기존의 AMI 연구는 주로 진단 및 치료 전략, 합병증의 예방과 관리, 그리고 예후 인자에 집중해 왔습니다. 경피적 관상동맥 중재술을 받은 관상동맥 질환 환자를 대상으로 한 기존의 단면 연구에서는 노쇠, 자기효능감 및 심리적 상태가 간호 의존성과 관련된 요인으로 확인되었습니다. 하지만 단일 시점의 평가는 환자 내에서 발생하는 의존성의 변화를 특성화하거나 시간이 지남에 따라 나타나는 이질적인 회복 패턴을 구분할 수 없습니다4. 본 연구에서는 네 시점에 걸쳐 간호 의존성을 반복적으로 평가하고 성장 혼합 모델링(growth mixture modeling)을 적용함으로써, 뚜렷한 종단적 궤적을 가진 잠재적 환자 하위 그룹을 식별하여 기존의 정적인 분석을 확장하였습니다. 이러한 이질적인 패턴을 식별하는 것은 임상의가 서로 다른 재활 프로필을 가진 환자들을 인식하고, 개별화된 간호 평가, 추적 관찰 및 지원 간호를 제공하는 기초가 될 수 있습니다.
따라서 본 연구는 AMI 환자를 대상으로 응급 처치 후 기선(baseline)부터 퇴원 후 1개월까지의 간호 의존도에 따른 뚜렷한 종단적 클래스를 식별하고, 궤적 클래스 소속과 관련된 인구통계학적, 임상적 및 심리사회적 요인을 조사하는 것을 목표로 하였습니다. 본 연구의 탐색적 성격을 고려하여, 특정 궤적 클래스에 관한 방향성 가설은 사전에 설정하지 않았습니다.
프로토콜
본 연구는 중국 안후이성 푸양시 린취안현 인민병원의 응급의학과에서 수행되었습니다. 연구 프로토콜은 린취안현 인민병원 윤리 위원회의 검토 및 승인을 받았습니다(승인 번호 24XNLC-HL1015). 등록 전 모든 참여자로부터 서면 동의서를 얻었습니다. 인간 참여자가 포함된 모든 절차는 기관의 윤리적 요구 사항 및 적용 가능한 윤리 원칙에 따라 수행되었습니다.
연구 환경 및 참여자 식별
본 연구는 중국 안후이성 푸양시 린취안현 인민병원 응급의학과에서 단일 센터 종단적 관찰 연구로 수행되었습니다. 참여자들은 2024년 1월부터 2026년 1월 사이에 모집되었으며, 응급 처치 후의 기점부터 퇴원 후 1개월까지 추적 관찰되었습니다.
급성 심근경색(AMI)으로 입원한 적격 환자를 식별하기 위해 편의 추출법을 사용하였습니다. 모든 잠재적 참여자에게 동일한 선정 기준과 스크리닝 절차를 적용하였습니다. 편의 추출법은 선택 편향을 유발할 수 있으므로, 연구 결과의 일반화 가능성을 해석할 때 이러한 잠재적 편향 요인을 고려하였습니다.
총 287명의 환자를 스크리닝하였으며, 그 중 27명은 등록되지 않았습니다. 제외 사유는 이전의 심근경색 경험 8명, 의식 장애 또는 인지 기능 저하로 인한 연구 평가 완료 불가 6명, 기타 유기적 심장 질환 5명, 악성 종양, 다장기 부전 또는 기타 중증 전신 질환 4명, 참여 거부 4명이었습니다. 나머지 260명의 환자가 연구에 등록되었습니다.
적격성 기준 및 기선 정의
AMI로 확진된 임상 진단을 받았으며, 첫 번째 심근경색 증상을 겪고 있고, 연령이 18세 이상이며, 연구 평가 내용을 이해하고 완료할 수 있을 만큼 의식과 인지 기능이 온전하고, 서면 동의서를 제공한 환자들을 대상으로 하였다. 다른 기질성 심장 질환, 악성 종양, 다장기 부전 또는 기타 중증 전신 기질성 질환이 있는 환자는 제외되었다.
이전의 심근경색, 기시행된 재관류술, 만성 심근경색 후 기능 장애, 그리고 기존의 자기관리 또는 재활 적응 상태는 모두 기저 간호 의존도와 이후의 궤적 패턴에 독립적으로 영향을 미칠 수 있으므로, 이와 관련된 이질성을 줄이기 위해 등록 대상을 첫 발병 심근경색 환자로 제한하였다.
T1은 응급 치료가 성공적으로 이루어지고 의식이 회복되어, 참여자가 필요한 평가를 안정적으로 완료할 수 있게 된 시점으로 정의되었습니다.
인구통계학 및 심혈관 관련 임상 데이터 수집
연령, 성별, 체질량 지수(BMI), 결혼 여부, 심기능 분류, 심근경색 유형, 재관류 치료 전략 및 기저 질환 병력을 수집하기 위해 연구 전용 일반 정보 설문지를 사용하였다. 인구통계학적 및 심리사회적 정보는 설문 평가 및 진료 기록 검토를 통해 적절하게 확보하였다. 심기능 분류, 심근경색 유형, 재관류 전략 및 기저 질환 병력을 포함한 심혈관 관련 임상 특성은 사전 정의된 정의에 따라 지표 입원 당시의 진료 기록에서 추출하였다. 심기능 분류는 지표 입원 진료 기록에서 추출하여 분석을 위해 Class I–II 또는 Class III–IV로 그룹화하였다. 심근경색 유형은 지표 입원 중 기록된 진단을 바탕으로 ST분절 상승 심근경색(STEMI) 또는 비ST분절 상승 심근경색(NSTEMI)으로 분류하였다. 기저 질환 병력은 아니오(0) 또는 예(1)로 이분법적으로 코딩하였으며, '예'는 병력에 사전 정의된 만성 동반 질환이 최소 하나 이상 기록되었음을 의미한다.
경피적 관상동맥 중재술(PCI) 및 혈전용해 요법은 예정된 치료 계획보다는 지표 입원 기간 동안 실제로 받은 치료에 따라 기록되었습니다. 연령 및 BMI의 원래 연속형 값은 통계 분석을 위해 유지되었습니다.
반복적인 간호 의존도 평가
돌봄 의존도 척도 (Care Dependency Scale, CDS)5)가 T1 시점에 실시되었습니다. 이 척도는 15개 항목으로 구성되어 있습니다. 각 항목은 1점(완전 의존)에서 5점(거의 독립적)까지 평가되었으며, 이에 따라 총점은 15점에서 75점 사이로 산출되었습니다. 점수가 높을수록 독립성이 높고 간호 의존도가 낮음을 의미합니다. 확립된 CDS 분류에 따르면, 60~69점은 제한적인 수준의 돌봄 의존도를 나타내며, 70~75점은 거의 독립적인 상태를 나타냅니다. 따라서 CDS 총점은 <본 연구에서는 70점을 간호 의존성의 지표로 간주하였습니다.4,5.
CDS 평가는 입원 3일 후(T2), 퇴원 시(T3), 그리고 퇴원 1개월 후(T4)에 반복적으로 실시되었습니다. 측정의 불일치를 최소화하기 위해 모든 평가에서 동일한 지침, 항목 순서, 채점 규칙 및 보조 절차를 적용하였습니다. T4 평가는 예정된 퇴원 1개월 후 추적 관찰 기간 동안 실시되었으며, 외래 진료소에 직접 방문하거나 방문이 불가능한 경우에는 전화로 진행하였습니다. 두 가지 환경 모두에서 훈련된 연구팀원이 동일한 표준 지침, 항목 순서 및 채점 기준을 사용하여 모든 CDS 항목을 평가하였습니다.
등록된 260명의 참가자 전원이 네 시점 모두에서 CDS를 완료했으며, 1개월의 관찰 기간 동안 추적 관찰에서 탈락한 참가자는 없었습니다.
기초 심리사회적 평가
17개 항목으로 구성된 해밀턴 우울증 평가 척도(HAMD-17)6를 T1 시점에 한 차례 실시하였다. 항목 1~3, 7~1, 15 및 17은 0점에서 4점까지 점수를 매겼으며, 항목 4~6, 12~14 및 16은 0점에서 2점까지 점수를 매겼다. 각 항목의 점수를 합산하여 0점에서 54점 사이의 총점을 산출하였으며, 점수가 높을수록 우울 증상이 더 심각함을 나타낸다.
범불안장애 척도-7 (GAD-7)7을 T1 시점에 1회 실시하였습니다. 7개 항목 각각을 0점(전혀 없음)에서 3점(거의 매일)까지 점수를 매겼으며, 이에 따른 총점은 0점에서 21점 사이로 나타났습니다. 점수가 높을수록 불안 증상이 더 심각함을 나타냅니다.
사회적 지지 척도(Social Support Rating Scale, SSRS)8를 T1 시점에 한 차례 실시하였다. 해당 척도는 10개 항목으로 구성되었다. 항목 1~4번과 8~10번은 1점에서 4점까지의 4점 척도로 평가되었으며, 항목 5번은 보고된 지지 수준에 따라 1점에서 4점으로 점수를 매겼고, 항목 6번과 7번은 이용 가능한 지지 자원의 수에 따라 점수를 매겼다. 총점은 12점에서 6점 사이이며, 점수가 높을수록 사회적 지지가 더 높음을 나타낸다.
모든 CDS 및 심리사회적 평가는 훈련된 연구팀 구성원에 의해 실시되거나 감독되었습니다. 참여자 등록 전, 평가자들은 설문지 작성 방법, 항목 해석, 허용되는 도움 범위 및 채점 절차에 대한 표준화된 교육을 받았습니다. 연구 전반에 걸쳐 동일한 표준 지침, 항목 순서 및 채점 기준이 적용되었습니다. 모든 시점에서 동일한 평가자가 개별 참여자를 평가할 필요는 없었으며, 표준화된 교육과 통일된 평가 절차를 통해 평가자 간의 일관성을 유지했습니다. 참여자들은 가능한 한 독립적으로 설문지를 작성하도록 요청받았습니다. 읽기, 이해 또는 쓰기에 어려움을 겪는 참여자에게는 응답을 제안하거나 참여자를 대신해 항목을 해석하거나 응답을 수정하지 않는 범위 내에서 표준화된 일대일 지원이 제공되었습니다.
데이터 품질 관리 및 결측 데이터 처리
설문지 작성 전, 참가자들에게 연구 목적, 완료 절차 및 비밀 유지 요구 사항에 대해 안내하였습니다. 모든 참가자에게 표준화된 지침과 동일한 평가 절차가 적용되었습니다. 작성 완료된 설문지는 누락되거나 명백히 잘못 기입된 항목이 있는지 즉시 확인하였습니다. 응답하지 않은 항목이 있는 경우, 참가자에게 누락된 항목을 검토하도록 요청하였으며, 동의할 경우 응답을 작성하게 하였습니다. 설문 작성을 위한 도움이 필요한 경우, 연구진은 참가자를 대신하여 응답을 제안, 해석 또는 제공하지 않았습니다. 임상 변수는 미리 정의된 정의에 따라 추출되었으며, 작성된 양식은 데이터 입력 전에 검증되었습니다.
총 260명의 참가자가 추적 관찰 손실 없이 T1–T4 단계의 CDS 평가를 모두 완료하였습니다. 보고된 분석에 포함된 종단적 CDS 데이터와 인구통계학적, 임상적 및 심리사회적 변수는 모두 완전하였습니다. 따라서 260명의 참가자 전원이 분석에 포함되었으며, 데이터 보정은 필요하지 않았습니다.
종단적 CDS 점수의 성장 혼합 모델링
Mplus 버전 8.3을 사용하여 성장 혼합 모델링(Growth mixture modeling, GMM)을 수행하였습니다. 공변량이 없는 무조건적 GMM을 적합시켰으며, CDS_T1, CDS_T2, CDS_T3 및 CDS_T4를 연속형 관측 변수로 입력하였습니다.
강건 최대 가능도 추정법(MLR)을 사용하여 1개에서 5개 클래스의 솔루션을 순차적으로 적합시켰습니다. 국소 최댓값으로 수렴할 위험을 줄이기 위해 1,0개의 무작위 시작값 세트를 생성하였으며, 최종 단계 최적화를 위해 가장 우수한 20개를 유지하였습니다. 각 솔루션에 대해 정상 종료 여부, 무작위 시작 시 가장 높은 로그 가능도의 재현성, 그리고 허용 불가능한 파라미터 추정치의 부재를 확인하였습니다.
각 솔루션에 대해 Akaike 정보 기준(AIC), Bayesian 정보 기준(BIC), 표본 크기 조정 BIC(aBIC), 엔트로피, Lo-Mendell-Rubin 조정 우도비 검정(LMR-LRT) 및 부트스트랩 우도비 검정(BLRT)을 기록하였습니다. AIC, BIC 및 aBIC 값이 낮을수록 상대적인 모델 적합도가 더 좋은 것으로 해석하였으며, 엔트로피 값은 1에 가까울수록 클래스 구분이 더 명확함을 나타내는 것으로 해석하였습니다.
각 k-클래스 솔루션을 LMR-LRT 및 BLRT를 사용하여 해당하는 k − 1 솔루션과 비교하였습니다. 최종 모델은 단순히 정보 기준의 감소만을 근거로 선택하지 않았으며, 수렴 안정성, 클래스 크기, 사후 멤버십 확률, 간결성 및 임상적 해석 가능성 또한 함께 고려하였습니다. 각 참가자는 사후 멤버십 확률이 가장 높은 클래스에 할당되었으며, 분류 품질의 추가 척도로서 클래스별 평균 사후 확률을 계산하였습니다.
반복적인 CDS 측정값 분석
전체 코호트에서 T1, T2, T3 및 T4에 걸친 참여자 내 CDS 점수 변화를 평가하기 위해, 평가 시간을 피험자 내 요인으로 하여 일원 반복측정 분산분석(RM-ANOVA)을 수행하였습니다. 근사 정규성과 구형성 가정을 평가하였습니다. 구형성은 Mauchly 검정을 사용하여 평가하였으며, 구형성 가정이 위배된 경우 Greenhouse–Geisser 교정 결과를 사용하였습니다. 모든 검정은 양측 검정으로 수행되었으며, P < 0.05를 통계적으로 유의한 것으로 간주하였습니다.
궤적 클래스 간 단변량 비교
GMM 이외의 분석은 IBM SPSS Statistics version 26.0을 사용하여 수행되었습니다. 연령, BMI, HAMD-17, SSRS 및 GAD-7 점수는 범주화하지 않고 연속 변수로 분석되었습니다.
대략적으로 정규 분포를 따르는 연속 변수는 평균 ± 표준 편차로 표기하였으며, 일원 분산 분석(one-way analysis of variance)을 사용하여 네 가지 궤적 클래스 간의 차이를 비교하였다. 범주형 변수는 참여자 수로 표기하였으며, 피어슨 카이제곱 검정(Pearson chi-square test)을 사용하여 비교하였다. 모든 P 값은 양측 검정이었으며, 초기 다변량 모델에 포함할 변수를 식별하는 임계값으로 P < 0.05를 사용하였다.
단변량 분석에서 연령, 결혼 상태, 심기능 분류, 심근경색 유형, PCI, 혈전용해 요법, HAMD-17 점수, SSRS 점수, GAD-7 점수 및 기저 질환 병력이 P < 0.05 기준을 충족하여 초기 다변량 모델에 포함되었습니다. 성별과 BMI는 이 기준을 충족하지 않았습니다.
다항 로지스틱 회귀 및 모델 진단
4가지 궤적 클래스를 명목 결과 변수로 처리하였으며, 이분형 로지스틱 회귀 분석 대신 다항 로지스틱 회귀 분석을 수행하였습니다. C1(높은 독립성-느린 개선)을 참조 결과 범주로 지정하였습니다.
단변량 분석에서 P < 0.05인 모든 변수를 초기 모델에 포함하였습니다. 이후 역방향 우도비 선택법을 적용하여, P > 0.10을 보이는 변수들을 순차적으로 제거하였습니다. 통계적으로 유의미한 주효과만을 최종 모델에 유지하였습니다.
공선성은 허용도(tolerance)와 분산팽창요인(VIF) 값을 사용하여 평가되었습니다. 최종 분석에서 허용도 값은 약 0.81에서 0.97 사이였으며, VIF 값은 1.03에서 1.24 사이로 나타나 실질적인 공선성이 없는 것으로 확인되었습니다.
과적합의 위험을 줄이기 위해 상호작용 검사는 미리 지정된 임상적으로 타당한 항목으로 제한하였습니다. 미리 지정된 세 가지 상호작용인 연령 × 기저질환 병력, 결혼 상태 × SSRS 점수, 그리고 HAMD-17 점수 × GAD-7 점수를 가능도비 검정을 통해 개별적으로 평가하였습니다. 해당 P 값은 각각 0.65, 0.301, 0.908이었으며, 이에 따라 상호작용 항목 중 어느 것도 유지되지 않았습니다.
전체 모델 성능은 절편 전용 모델에 대한 우도비 검정, Pearson 및 편차 적합도 검정, Cox-Snell, Nagelkerke 및 McFadden 유사 R2 통계량, 분류 정확도, 수렴 여부, 그리고 완전 또는 유사 완전 분리 평가를 통해 분석되었습니다.
C2 대 C1, C3 대 C1, C4 대 C1 비교의 모든 최종 예측 변수에 대해 95% 신뢰구간(CIs)을 포함한 조정 오즈비(ORs)를 보고하였다. 넓은 신뢰구간은 큰 효과 크기에 대한 결정적인 증거라기보다 정밀도가 제한적임을 나타내는 것으로 해석하였다.
표본 크기 고려 사항 및 보고
GMM에 단일한 보편적 표본 크기 임계값이 적용되지는 않았습니다. 표본의 적절성은 모델 복잡성, 클래스 비율, 클래스 분리도, 결측 데이터 패턴, 엔트로피, 사후 확률 및 수렴도와 관련하여 고려되었습니다9.
본 연구는 사전 정의된 모집 기간 동안 확보 가능한 대상 집단을 기반으로 한 탐색적 종단 연구였으므로, 공식적인 사전 시뮬레이션 기반 검정력 계산은 수행하지 않았습니다. 최종 4개 클래스 솔루션은 각각 6명, 54명, 90명, 50명의 참가자로 구성되었으며, 엔트로피 값은 0.879, 평균 사후 확률은 0.871에서 0.927 범위로 나타났습니다.
다항 로지스틱 회귀 분석의 경우, 각 결과 범주의 참여자 수와 후보 예측 변수 파라미터 수를 기준으로 표본의 적절성을 평가하였습니다10. 일부 궤적 클래스의 규모가 상대적으로 작았기 때문에, 회귀 분석 결과는 확정적인 예측 모델의 개발보다는 탐색적 연관성 분석으로 해석되었습니다.
본 관찰 연구는 연구 설계, 설정, 참여자 흐름, 데이터 출처, 잠재적 편향 요인, 연구 규모, 통계 방법, 결측 데이터 처리, 주요 결과, 한계점 및 일반화 가능성을 포함하여 역학 관찰 연구 보고 지침(STROBE) 프레임워크에 따라 보고되었습니다.
결과
참가자 흐름 및 완전성
모집 기간 동안 287명의 AMI 환자를 대상으로 적격성을 평가하였다. 27명의 환자는 등록되지 않았는데, 그 이유는 이전의 심근경색 경험이 있는 환자 8명, 의식 장애 또는 인지 기능 저하로 인해 연구 평가를 완료할 수 없었던 환자 6명, 기타 유기적 심장 질환이 있는 환자 5명, 악성 종양, 다발성 장기 부전 또는 기타 중증 전신 질환이 있는 환자 4명, 그리고 참여를 거부한 환자 4명 순이었다. 나머지 260명의 참가자가 연구에 참여하여 퇴원 후 1개월까지 총 4회의 CDS 평가를 모두 완료하였으며, 최종 GMM 및 후속 분석에 포함되었다. 보고된 분석에서 결측된 종단적 CDS 값이나 추적 관찰 실패 사례는 없었으며, 대치법이 필요한 인구통계학적, 임상적 또는 심리사회적 데이터의 결측치도 없었다.
4-클래스 GMM의 선택
적합도 지수는 1개 클래스에서 4개 클래스 솔루션으로 갈수록 점진적으로 개선되었습니다(표 1). 4개 클래스 솔루션의 결과는 AIC = 6978.826, BIC = 7047.82, aBIC = 6978.741, entropy = 0.879, LMR-LRT P = 0.027, BLRT P < 0.01이었습니다. 모델에서 추정된 클래스 비율은 25.8%, 21.0%, 34.1%, 19.1%였습니다. 다섯 번째 클래스를 추가했을 때 AIC, BIC, aBIC는 각각 6963.213, 7038.208, 6962.613으로 소폭 감소하였고, entropy는 0.912로 증가하였습니다. 그러나 LMR-LRT (P = 0.128)와 BLRT (P = 0.063) 모두 통계적으로 유의미한 개선을 나타내지 않았습니다. 또한, 다섯 번째 클래스는 표본의 6.4%만을 차지했습니다. 따라서 모델 적합도, 안정성, 간결성, 클래스 크기 및 임상적 해석 가능성의 최적의 균형을 제공하는 4개 클래스 모델을 최종 선택하였습니다.
수렴 및 분류 품질
4개 클래스 해법은 정상적으로 종료되었으며, 최적 로그 가능도는 무작위 시작 시도 전반에 걸쳐 18회 복제되었습니다. 허용 불가능한 파라미터 추정치는 관찰되지 않았습니다. 가장 가능성이 높은 클래스 소속에 대한 평균 사후 확률은 C1의 경우 0.914, C2의 경우 0.89, C3의 경우 0.927, C4의 경우 0.871로 나타나, 수용 가능한 수준의 클래스 분리가 이루어졌음을 보여주었습니다.
시간 경과에 따른 전반적인 간호 의존도
전체 평균 CDS 점수는 T1에서 48.28 ± 10.25, T2에서 54.16 ± 14.3, T3에서 52.82 ± 12.17, T4에서 56.58 ± 15.15였습니다. 일원 반복측정 분산분석(one-way repeated-measures ANOVA) 결과, 4가지 평가 시점에 걸쳐 CDS 점수에 유의미한 전반적 차이가 나타났습니다(F = 13.692, P < 0.01). 집단 수준에서 CDS 점수는 3일 차에 증가했고, 퇴원 시 약간 감소했으며, 퇴원 1개월 후에 다시 증가했습니다. 후기 시점에서 관찰된 더 큰 변동성은 전체 평균 패턴이 참가자 간의 상당한 이질성을 가리고 있음을 시사했습니다.
궤적 패턴
분류 분석 결과 네 가지 궤적이 확인되었다: C1, 높은 독립성-느린 개선 (n = 6, 25.4%); C2, 중간 정도의 의존성-급격한 악화 (n = 54, 20.8%); C3, 높은 의존성-현저한 개선 (n = 90, 34.6%); 그리고 C4, 높은 의존성-느린 악화 (n = 50, 19.2%; 그림 1). T1–T4에서의 평균 CDS 점수는 C1의 경우 각각 5.50, 59.0, 60.00, 64.0이었으며, C2는 50.0, 49.0, 39.0, 39.0, C3는 43.2, 59.35, 61.86, 70.90, 그리고 C4는 46.0, 4.0, 42.0, 40.0이었다.
단변량 클래스 비교
연령은 C1–C4 그룹 간에 유의미한 차이를 보였습니다 (각 58.20 ± 7.80, 61.50 ± 7.40, 5.80 ± 7.60, 63.10 ± 7.20세; F = 12.572, P < 0.01; 표 2). BMI는 그룹 간에 유의미한 차이가 없었으며 (각 23.60 ± 2.70, 23.40 ± 2.80, 23.80 ± 2.90, 23.50 ± 2.60 kg/m2; F = 0.270, P = 0.847), 성별 분포 또한 유사했습니다 (χ2 = 0.142, P = 0.986). 결혼 여부 (χ2 = 14.749, P = 0.02), 심기능 분류 (χ2 = 15.283, P = 0.002), 심근경색 유형 (χ2 = 15.035, P = 0.02), PCI (χ2 = 12.863, P = 0.05), 혈전용해 요법 (χ2 = 15.62, P = 0.01), 그리고 기저 질환 병력 (χ2 = 27.903, P < 0.01)에서는 유의미한 차이가 관찰되었습니다.
C1–C4의 평균 HAMD-17 점수는 각각 10.80 ± 2.70, 13.10 ± 2.90, 1.20 ± 2.60, 14.10 ± 3.00이었으며 (F = 19.040, P < 0.01), 평균 SSRS 점수는 각각 43.0 ± 4.80, 38.50 ± 5.0, 42.0 ± 4.90, 36.80 ± 5.10이었고 (F = 20.742, P < 0.01), 평균 GAD-7 점수는 각각 9.50 ± 2.50, 12.10 ± 2.80, 10.0 ± 2.60, 13.70 ± 3.0이었다 (F = 30.585, P < 0.01).
최종 다항 로지스틱 회귀 분석
후보 예측 변수는 표 3에 표시된 대로 코딩되었습니다. 후방 가능도비 선택법(Backward likelihood-ratio selection)을 통해 최종 다항 로지스틱 회귀 모델(표 4)에 연령, 결혼 여부, HAMD-17, SSRS, GAD-7 및 기저 질환 병력을 유지하였습니다. C1 대비 C2의 경우, 기혼 상태는 C2에 속할 가능성을 낮추는 것과 관련이 있었으며(보정 OR = 0.241, 95% CI = 0.095–0.612, P = 0.03), 반면 높은 HAMD-17 점수(OR = 1.324, 95% CI = 1.121–1.564), 높은 GAD-7 점수(OR = 1.374, 95% CI = 1.160–1.626), 낮은 SSRS 점수(OR = 0.787, 95% CI = 0.71–0.871) 및 기저 질환 병력(OR = 3.107, 95% CI = 1.212–7.968)은 C2에 속할 가능성과 관련이 있었습니다. 이 비교에서 연령은 통계적으로 유의하지 않았습니다(P = 0.089). C1 대비 C3의 경우, 연령만이 통계적으로 유의하게 유지된 예측 변수였습니다(OR = 0.954, 95% CI = 0.912–0.97, P = 0.036).
C1 대비 C4의 경우, 고령(OR = 1.07, 95% CI = 1.05–1.154), 미혼 상태(기혼: OR = 0.248, 95% CI = 0.085–0.720), 높은 HAMD-17 점수(OR = 1.46, 95% CI = 1.214–1.72), 낮은 SSRS 점수(OR = 0.727, 95% CI = 0.646–0.819), 높은 GAD-7 점수(OR = 1.605, 95% CI = 1.318–1.95), 그리고 기저 질환 병력(OR = 4.454, 95% CI = 1.51–13.134)이 C4 그룹 소속과 연관이 있었습니다.
모델 진단
최종 다항 모델은 절편 전용 모델에 비해 유의미한 개선을 보였습니다(우도비 χ2 = 190.96, df = 18, P < 0.01). Pearson(χ2 = 745.020, df = 759, P = 0.635) 및 deviance(χ2 = 515.576, df = 759, P > 0.9) 적합도 검사 결과, 모델 적합도가 낮다는 징후는 나타나지 않았습니다. Cox-Snell, Nagelkerke 및 McFadden 유사 R2 값은 각각 0.520, 0.57, 0.270이었으며, 분류 정확도는 53.1%였습니다. 모델은 7회 반복 후 수렴되었으며, 완전 분리 또는 준완전 분리의 증거는 없었습니다. 일부 기저 질환 병력에 대한 추정치는 95% CI가 상대적으로 넓게 나타났는데, 이는 정밀도가 제한적임을 나타내며 이러한 연관성에 대한 신중한 해석이 필요함을 뒷받침합니다.
데이터 가용성:
이 연구의 결과를 뒷받침하는 원시 데이터는 보충 파일 1로 논문과 함께 제공됩니다.
그림 1급성 심근경색 환자의 간호 의존도 종단적 궤적. GMM을 통해 식별된 4가지 잠재 궤적 클래스는 고독립-느린 개선(C1, n = 6, 25.4%), 중등도 의존-급격한 악화(C2, n = 54, 20.8%), 고의존-상당한 개선(C3, n = 90, 34.6%), 그리고 고의존-느린 악화(C4, n = 50, 19.2%)였다. T1은 성공적인 응급 처치 및 의식 회복 후의 기저선을, T2는 입원 3일째를, T3는 퇴원을, T4는 퇴원 1개월 후를 나타낸다. y축은 클래스별 평균 CDS 점수를 나타내며, 점수가 높을수록 독립성이 높고 간호 의존도가 낮음을 의미한다. 약어: AMI = 급성 심근경색; CDS = 간호의존척도; GMM = 성장혼합모델링. 이 그림의 확대 버전을 보시려면 여기를 클릭하십시오.
| 모델 | 아카이카 정보 기준(AIC) | 베이즈 정보 기준(BIC) | aBIC | 엔트로피 | LMR-LRT p값 | BLRT p-값 | 클래스 비율 (%) |
| 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 |
표 1: 간호 의존성 궤적의 1~5개 클래스 성장 혼합 모델에 대한 적합도 지수. 정보 기준 값이 낮을수록 상대적인 모델 적합도가 더 좋음을 나타내며, 엔트로피 값이 1에 가까울수록 클래스 구분이 더 명확함을 나타냅니다. LMR-LRT 및 BLRT는 k-클래스 모델을 해당 k − 1 모델과 비교합니다. 클래스 비율은 모델에서 추정된 비율이며, 최종 참여자 수와 백분율은 가장 가능성이 높은 사후 클래스 할당을 기준으로 합니다. 약어: AIC = Akaike 정보 기준; BIC = 베이지안 정보 기준; aBIC = 표본 크기 조정 베이지안 정보 기준; LMR-LRT = Lo-Mendell-Rubin 조정 가능도비 검정; BLRT = 부트스트랩 가능도비 검정.
| 항목 | 분류 | 높은 독립성-느린 개선 (C1) (n = 6) | 중등도 의존성-급격한 악화 (C2) (n = 54) | 높은 의존도-유의미한 개선 (C3) (n = 90) | 고의존-완만악화 (C4) (n = 50) | 통계학 | P 값 |
| 연령 (세) | − | 58.20 ± 7.80 | 61.50 ± 7.40 | 55.80 ± 7.60 | 63.10 ± 7.20 | 12.572 | <0.001 |
| 성별 | 수컷 | 43 | 35 | 58 | 31 | 0.142 | 0.986 |
| 여성 | 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 |
| 혼인 여부 | 기혼 | 46 | 24 | 64 | 25 | 14.749 | 0.002 |
| 미혼 / 이혼 / 사별 | 20 | 30 | 26 | 25 | |||
| 심장 기능 분류 | I-II급 | 41 | 22 | 60 | 20 | 15.283 | 0.002 |
| III-IV급 | 25 | 32 | 30 | 30 | |||
| 심근경색 유형 | ST 분절 상승 | 50 | 35 | 44 | 37 | 15.035 | 0.002 |
| 비-ST분절 상승 | 16 | 19 | 46 | 13 | |||
| 경피적 관상동맥 중재술 | 네 | 45 | 38 | 62 | 21 | 12.863 | 0.005 |
| 아니오 | 21 | 16 | 28 | 29 | |||
| 혈전용해요법 | 네 | 52 | 49 | 66 | 29 | 15.622 | 0.001 |
| 아니요 | 14 | 5 | 24 | 21 | |||
| HAMD 점수 | − | 10.80 ± 2.70 | 13.10 ± 2.90 | 11.20 ± 2.60 | 14.10 ± 3.00 | 19.04 | <0.001 |
| SSRS 점수 | − | 43.00 ± 4.80 | 38.50 ± 5.00 | 42.00 ± 4.90 | 36.80 ± 5.10 | 20.742 | <0.001 |
| GAD-7 점수 | - | 9.50 ± 2.50 | 12.10 ± 2.80 | 10.00 ± 2.60 | 13.70 ± 3.00 | 30.585 | <0.001 |
| 기저 질환 이력 | 네 | 20 | 32 | 28 | 34 | 27.903 | <0.001 |
| 아니요 | 46 | 22 | 62 | 16 |
표 2: 간호 의존도 궤적 클래스별 특성의 단변량 분석. 연속형 변수는 평균 ± 표준편차로 표시하였으며, 일원 분산 분석을 사용하여 비교하였다. 범주형 변수는 참여자 수로 표시하였으며, 피어슨 카이제곱 검정을 사용하여 비교하였다. 모든 P 값은 4가지 궤적 클래스 간의 양측 전체 비교 값이다. 약어: BMI = 체질량 지수; HAMD-17 = 해밀턴 우울증 평가 척도 17항목; SSRS = 사회적 지지 척도; GAD-7 = 범불안장애 척도-7; PCI = 경피적 관상동맥 중재술.
| 변수 | 과제 설명 |
| 연령 | 원본 값으로 입력됨 |
| 혼인 상태 | 미혼/이혼/사별 = 0; 기혼 = 1 |
| 심기능 분류 | Class Ⅰ, Ⅱ = 0; Class Ⅲ, Ⅳ = 1 |
| 경색 유형 | 비-ST분절 상승 = 0; ST분절 상승 = 1 |
| 중재 치료 | 아니요 = 0; 예 = 1 |
| 혈전용해요법 | 아니요 = 0; 예 = 1 |
| 해밀턴 우울증 평가 척도(HAMD) 점수 | 원래 값으로 입력됨 |
| SSRS 점수 | 원래 값으로 입력됨 |
| GAD-7 점수 | 원래 값으로 입력됨 |
| 기저 질환력 | 아니요 = 0; 예 = 1 |
표 3: 다항 로지스틱 회귀 분석을 위한 후보 예측 변수의 코딩. Age, HAMD-17, SSRS 및 GAD-7은 원래의 연속형 값으로 입력되었습니다. 이분형 변수의 경우, 0으로 코딩된 범주가 참조 범주로 사용되었습니다: 혼인 상태의 경우 미혼/이혼/사별; 심기능 Class I–II; NSTEMI; PCI 시행 안 함; 혈전 용해 요법 시행 안 함; 그리고 기저 질환 병력 없음. 약어: HAMD-17 = 17-item Hamilton Depression Rating Scale; SSRS = Social Support Rating Scale; GAD-7 = Generalized Anxiety Disorder-7; NSTEMI = non-ST-segment elevation myocardial infarction; PCI = percutaneous coronary intervention.
| 그룹 간 비교 | 변수 | β | 표준 오차(Standard Error) | Wald χ²² | P | 보정 오즈비 (95% CI) |
| C2 대 C1 | 연령 | 0.052 | 0.03 | 2.885 | 0.089 | 1.053 (0.992–1.118) |
| 기혼 | −1.422 | 0.475 | 8.951 | 0.003 | 0.241 (0.095–0.612) | |
| 해밀턴 우울증 평가 척도-17 (HAMD-17) | 0.281 | 0.085 | 10.893 | <0.001 | 1.324 (1.121–1.564) | |
| 정상상태 방사선 합성(Steady-State Radiosynthesis) | −0.240 | 0.052 | 21.236 | <0.001 | 0.787 (0.711–0.871) | |
| 범불안장애-7 (GAD-7) | 0.317 | 0.086 | 13.607 | <0.001 | 1.374 (1.160–1.626) | |
| 기저 질환 | 1.134 | 0.48 | 5.567 | 0.018 | 3.107 (1.212–7.968) | |
| C3 대 C1 | 연령 | −0.047 | 0.023 | 4.389 | 0.036 | 0.954 (0.912–0.997) |
| 기혼 | 0.085 | 0.367 | 0.054 | 0.817 | 1.088 (0.531–2.233) | |
| 해밀턴 우울증 평가 척도-17 (HAMD-17) | 0.053 | 0.064 | 0.682 | 0.409 | 1.054 (0.930–1.195) | |
| 정상태 란타눔-방출 스펙트럼(SSRS) | −0.048 | 0.034 | 1.982 | 0.159 | 0.953 (0.891–1.019) | |
| 범불안장애-7 (GAD-7) | 0.078 | 0.066 | 1.375 | 0.241 | 1.081 (0.949–1.231) | |
| 기저 질환 | 0.019 | 0.374 | 0.003 | 0.959 | 1.020 (0.490–2.123) | |
| C4 대 C1 | 연령 | 0.074 | 0.035 | 4.438 | 0.035 | 1.077 (1.005–1.154) |
| 기혼 | −1.394 | 0.544 | 6.574 | 0.01 | 0.248 (0.085–0.720) | |
| 해밀턴 우울증 평가 척도-17 (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) | |
| 기저 질환 | 1.494 | 0.552 | 7.332 | 0.007 | 4.454 (1.511–13.134) |
표 4: 간호 의존도 궤적 군 소속과 관련된 요인에 대한 다항 로지스틱 회귀 분석. C1(높은 독립성-느린 개선)을 참조 결과 범주로 지정하였다. C2 대 C1, C3 대 C1, C4 대 C1에 대한 보정 OR 및 95% CI를 보고하였다. 최종 주효과 모델은 후향적 가능도비 선택법을 사용하여 도출하였다. 최종 모델은 절편 전용 모델에 비해 유의하게 개선되었으며(가능도비 χ2 = 190.96, df = 18, P < 0.01), Nagelkerke pseudo-R2는 0.57, 전체 분류 정확도는 53.1%였다. 약어: OR = 오즈비; CI = 신뢰 구간; HAMD-17 = 17항목 해밀턴 우울증 평가 척도; SSRS = 사회적 지지 평가 척도; GAD-7 = 범불안장애-7.
보충 파일 1: 본 연구의 결과를 뒷받침하는 원시 데이터입니다.이 파일을 다운로드하려면 여기를 클릭하십시오.
토론
간호 의존도의 종단적 변화는 기술적으로 해석해야 한다. 전체 코호트 수준에서 T1의 평균 CDS 점수는 48.28 ± 10.25였으며, 이는 AMI 이후 초기 단계에서 상당한 간호 요구도가 있음을 나타낸다1. CDS 점수는 급성기 치료 및 초기 회복기인 T2에서 54.16 ± 14.3으로 증가하였고12, 퇴원 시에는 52.82 ± 12.17로 약간 감소했다가, 퇴원 1개월 후에는 다시 56.58 ± 15.15로 증가하였다. 이전 연구들은 AMI 이후 심장 재활 참여와 관련된 어려움을 강조해 왔으나13, 본 연구에서는 재활 참여나 다른 특정 요인들이 관찰된 시간적 변화의 원인이 되었는지 직접적으로 평가하지는 않았다. 잠재집단분석 결과, 전체 평균 패턴에는 상당히 다른 네 가지 궤적이 숨겨져 있음이 추가로 입증되었다. 이러한 이질성은 AMI 이후의 건강 관련 삶의 질 궤적14 및 관상동맥성 심장질환 환자의 자기관리 궤적15을 포함한 이전의 심혈관 궤적 연구들과 대체로 일치한다. 연구 간 집단의 수와 형태의 차이는 측정된 구성 개념, 평가 일정, 환자군, 추적 관찰 기간 및 잠재집단 모델링 접근 방식의 차이를 반영하는 것일 수 있다.
재현성을 위해 몇 가지 프로토콜 단계가 매우 중요합니다. 첫째, T1을 일관되게 정의해야 합니다. 조기 평가는 신뢰할 수 있는 기능적 상태보다는 일시적인 임상적 불안정성을 포착할 수 있으므로, 기저선 평가는 응급 치료가 성공적으로 이루어지고 의식을 회복한 후에 실시해야 합니다. 둘째, 지침이나 보조 절차의 변경이 인위적인 종단적 차이를 유발할 수 있으므로, 4개 시점 모두에서 CDS 투여가 표준화되어야 합니다. 셋째, 기저선 심리사회적 평가와 반복적인 CDS 평가를 명확히 구분해야 합니다. HAMD-17, GAD-7 및 SSRS는 T1에 한 번 실시한 반면, CDS는 T1–T4까지 반복적으로 실시하였습니다. 마지막으로, GMM은 단순히 AIC 또는 BIC 값의 감소에 따라 선택하기보다, 충분한 무작위 시작 횟수로 적합시킨 후 최적의 로그 가능도(log-likelihood), 허용 가능한 파라미터 추정치, 사후 확률 및 임상적으로 의미 있는 클래스 크기를 복제함으로써 평가해야 합니다.
4개 클래스 솔루션의 선택은 혼합 모델링(mixture modeling)에서의 중요한 고려 사항을 보여줍니다. 다섯 번째 클래스를 추가했을 때 정보 기준(information criteria)은 약간 감소하고 엔트로피는 증가했습니다. 그러나 5개 클래스 솔루션은 LMR-LRT (P = 0.128) 또는 BLRT (P = 0.063) 모두에서 통계적으로 유의미한 개선을 보이지 않았으며, 표본의 6.4%만을 포함하며 추가적인 임상적 차별성이 제한적인 작은 하위 그룹을 생성했습니다. 따라서 유사한 적용 사례에서 추가되는 모든 클래스가 자동으로 의미 있는 생물학적 또는 임상적 하위 그룹으로 해석되어서는 안 됩니다. 모델이 매우 작은 클래스를 생성하거나, 수렴이 불안정하거나, 복제되지 않는 최적 로그 우도(optimal log-likelihood)를 산출하거나, 타당하지 않은 궤적을 생성하거나, 시작 값의 미세한 변화에 따라 클래스 구성이 크게 변하는 경우에는 더 단순한 솔루션을 재검토해야 합니다. 반대로, 임상적으로 구별되고 잘 분리된 종단적 패턴을 하나로 묶어버리는 경우라면 통계적으로 더 단순한 모델이 부적절할 수 있습니다.
연관 요인 분석은 예측적 또는 인과적이라기보다 탐색적으로 해석해야 합니다. 연령은 궤적 그룹 멤버십과 클래스별 연관성을 보였습니다. 급성 심근경색(AMI) 환자를 대상으로 한 이전의 전향적 연구들은 고령이 이후의 건강 상태 및 일상생활 수행 능력 저하의 중요한 상관 요인임을 확인했습니다16,17. 결혼 여부 또한 궤적 그룹 멤버십과 연관이 있었으며, 체계적 문헌 고찰 및 메타 분석에서는 결혼 또는 파트너 유무와 심근경색 후 환자 보고 결과 사이의 연관성이 보고된 바 있습니다18. 낮은 인지적 사회적 지지는 AMI 이후 더 좋지 않은 건강 상태 및 우울 증상과 연관되었으며19, 심근경색 후의 심리적 고통 또한 임상적으로 유의미합니다20. 전향적 근거는 낮은 인지적 사회적 지지가 AMI 이후 더 좋지 않은 신체적 및 정신적 건강 결과와 연결됨을 추가로 보여주었습니다21. 기저 질환 병력은 본 연구의 여러 궤적 비교와 연관이 있었으며, 이전의 근거들은 다병환(multimorbidity)이 AMI 병력이 있는 환자의 기능 장애와 연결되어 있음을 밝혔습니다2. 그럼에도 불구하고, 본 분석은 이러한 연관성의 근저에 있는 생리적, 행동적 또는 심리사회적 메커니즘을 평가하지 않았습니다. 따라서 이러한 결과를 해당 요인들을 수정함으로써 반드시 궤적 클래스 멤버십이 변경될 것이라는 근거로 해석해서는 안 됩니다.
본 방법에는 몇 가지 한계점이 있습니다. 본 연구는 편의 추출법을 사용하여 단일 센터에서 수행되었으며, 이로 인해 선택 편향이 발생하고 외적 타당성이 제한되었을 가능성이 있습니다. 첫 심근경색을 경험한 환자만을 대상으로 하였으므로, 확인된 궤적 구조가 재발 사건이 있는 환자들에게 일반화되지 않을 수 있습니다. 추적 관찰이 퇴원 후 1개월에 종료되어, 4가지 궤적 클래스가 더 긴 기간 동안 안정적으로 유지되는지 여부를 평가하는 것이 불가능했습니다. 좌심실 구출률, Killip class, 원인 혈관 특성, 시술 성공 여부, 원내 합병증, 상세한 약물 치료, B-type natriuretic peptide, 운동 내성 및 체계적인 심장 재활 참여를 포함한 중요한 심혈관 변수들이 체계적으로 통합되지 않았습니다. 따라서 질환의 중증도, 치료 강도 및 재활 상태와 관련된 잔여 교란 요인을 배제할 수 없습니다.
추가적인 제한점은 일부 클래스별 회귀 추정치의 정밀도와 관련이 있습니다. 공식적인 사전 시뮬레이션 기반 표본 크기 계산은 수행되지 않았습니다. 4개 클래스 GMM은 안정적인 수렴과 만족스러운 분류 품질을 보였으나, 일부 궤적 그룹의 규모가 상대적으로 작았습니다. 따라서 선택된 추정치, 특히 기저 질환 이력에 대한 추정치의 넓은 신뢰 구간은 주의해서 해석해야 합니다. 확인된 클래스 구조와 관련 요인들을 확증하기 위해서는 더 긴 추적 관찰 기간, 더 포괄적인 심혈관 표현형 분석 및 독립적인 재현을 포함하는 더 큰 규모의 다기관 전향적 코호트 연구가 필요합니다. 이러한 제한점에도 불구하고, 반복 CDS와 GMM을 결합한 프레임워크는 이질적인 초기 회복 패턴을 식별하는 실용적인 접근법을 제공하며, AMI 환자군에 대해 보다 개별화된 간호 평가 및 추적 관찰을 용이하게 할 수 있습니다.
공개 사항
저자들은 이해관계의 충돌이 없음을 밝힙니다. 본 원고의 준비, 작성, 편집 또는 도표 생성 과정에서 인공지능(AI) 도구는 사용되지 않았습니다.
저자 기여도:
모든 저자는 연구의 개념 설정 및 설계, 데이터 수집 및 해석, 원고 작성 및 수정에 기여하였습니다. 모든 저자는 원고의 최종본을 검토하고 승인하였으며, 연구의 모든 측면에 대해 책임을 지는 데 동의하였습니다.
감사의 글
저자들은 연구에 참여한 환자들과 설문지 작성, 데이터 수집 및 추적 관찰을 도와준 임상 직원들에게 감사를 표합니다. 본 연구는 공공, 상업 또는 비영리 부문의 어떠한 지원 기관으로부터도 특정 보조금을 지원받지 않았습니다.
재료
| 이름 | 회사 | 카탈로그 번호 | 댓글 |
|---|---|---|---|
| Care Dependency Scale (CDS) | Dijkstra A, Buist G, Dassen T | N/A | 원래의 15개 항목으로 구성된 간호 돌봄 의존도 평가 척도이며, 점수가 높을수록 독립성이 높음을 나타냅니다. |
| Care Dependency Scale, 중국어 버전 | Zhang SQ, Zhu YM, Li L, et al. | N/A | 본 연구에서 CDS 적용을 뒷받침하기 위해 사용되었으며, 원고에 인용된 중국어 버전/검증 출처입니다. |
| 일반 정보 설문지 | 연구팀, Linquan County People’s Hospital | 연구팀 개발; 카탈로그 번호 없음 | 연령, 성별, BMI, 결혼 상태, 심기능 분류, MI 유형, 재관류 전략 및 기저 질환 이력을 수집하는 데 사용된 연구 전용 양식입니다. |
| 범불안장애-7 (GAD-7) | Spitzer RL, Kroenke K, Williams JBW, Löwe B | N/A | 기초선(T1)에서 1회 실시된 출판된 7개 항목의 불안 척도입니다. |
| 해밀턴 우울증 평가 척도, 17항목 (HAMD-17) | Hamilton M | N/A | 출판된 임상가 평가 우울 척도이며, 기초선(T1)에서 17개 항목 채점 방식이 사용되었습니다. |
| IBM SPSS Statistics | IBM Corp. | Version 26.0 | 기술 통계, 일원 분산 분석(one-way ANOVA), 카이제곱 검정 및 다항 로지스틱 회귀 분석에 사용된 통계 소프트웨어입니다. |
| IBM SPSS Statistics 26 문서 | IBM Corp. | Version 26 문서 | IBM SPSS Statistics 26의 공식 문서 리소스입니다. |
| Mplus | Muthén & Muthén | Version 8.3 | 1~5개 클래스의 성장 혼합 모델을 적합시키는 데 사용된 통계 소프트웨어이며, Version 8.3은 2019년 4월 30일에 출시되었습니다. |
| Mplus 사용자 가이드 | Muthén & Muthén | Eighth Edition / Version 8 | 방법론적 소프트웨어 리소스로 사용된 공식 Mplus Version 8 사용자 문서입니다. |
| 사회적 지지 평가 척도 (SSRS) | Xiao SY | N/A | 기초선(T1)에서 1회 실시된 출판된 10개 항목의 중국어 사회적 지지 척도입니다. |
| STROBE 코호트 연구 체크리스트 | STROBE Initiative | 코호트 연구 체크리스트 | 종단적 관찰 연구 보고서의 완전성을 검토하는 데 사용된 보고 체크리스트입니다. |
| STROBE 성명서 | STROBE Initiative | 207 가이드라인 | 관찰 연구를 위한 보고 가이드라인이며, 연구 설계, 참여자, 편향, 통계 방법, 결과 및 제한 사항에 대한 보고 리소스로 사용되었습니다. |
참고문헌
- 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.