Este protocolo longitudinal combina avaliações repetidas da Escala de Dependência de Cuidados com modelagem de mistura de crescimento para identificar trajetórias distintas de dependência de enfermagem após infarto agudo do miocárdio e avaliar fatores demográficos, clínicos e psicossociais associados à pertença às classes de trajetória.
Artigo de investigação
Classes Latentes de Trajetórias de Dependência de Enfermagem e Fatores Associados em Pacientes com Infarto Agudo do Miocárdio
* These authors contributed equally
Neste artigo
Resumo
Resumo
Este estudo teve como objetivo identificar classes latentes de trajetórias de dependência de enfermagem em pacientes com infarto agudo do miocárdio (IAM) e examinar os fatores associados à pertença à classe da trajetória. Este estudo observacional longitudinal, realizado em centro único, incluiu 260 pacientes com IAM admitidos no Hospital Popular do Condado de Linquan entre janeiro de 2024 e janeiro de 2026. O momento basal do estudo foi definido como o ponto temporal após o tratamento de emergência bem-sucedido e a recuperação da consciência. A dependência de enfermagem foi avaliada utilizando a Escala de Dependência de Cuidados (CDS) no momento basal (T1), no terceiro dia após a admissão (T2), na alta hospitalar (T3) e um mês após a alta (T4). A modelagem de mistura de crescimento foi utilizada para identificar classes distintas de trajetórias longitudinais. As características clínicas e psicossociais foram posteriormente avaliadas por meio de regressão logística multinomial para identificar fatores independentemente associados à pertença à classe da trajetória. Foram identificadas quatro trajetórias distintas de dependência de enfermagem: Tipo Alta Independência-Melhora Lenta (C1, n = 66, 25,4%), Tipo Dependência Moderada-Piora Rápida (C2, n = 54, 20,8%), Tipo Alta Dependência-Melhora Significativa (C3, n = 90, 34,6%) e Tipo Alta Dependência-Agravamento Lento (C4, n = 50, 19,2%). Idade, estado civil, sintomas depressivos e de ansiedade, apoio social e histórico de doenças subjacentes apresentaram associações específicas e independentes com a pertença à classe da trajetória. A dependência de enfermagem mostrou heterogeneidade substancial entre indivíduos com IAM, com quatro trajetórias longitudinais distintas identificadas. Os fatores associados à pertença à classe da trajetória podem auxiliar na identificação de pacientes que necessitam de avaliação de enfermagem mais rigorosa e acompanhamento individualizado; entretanto, a eficácia de intervenções direcionadas a esses fatores exige avaliação prospectiva.
Introdução
O infarto agudo do miocárdio (IAM) é comumente causado peloclusão abrupta da artéria coronária, resultando em redução acentuada ou interrupção do fluxo sanguíneo miocárdico e subsequente necrose miocárdica. O IAM permanece uma condição cardiovascular grave e potencialmente fatal, pois a disfunção miocárdica e as complicações agudas podem afetar substancialmente os desfechos a curto e longo prazo1. Estratégias de reperfusão, incluindo intervenção coronária percutânea e terapia trombolítica, podem restaurar o fluxo sanguíneo coronariano e têm melhorado significativamente o manejo agudo do IAM. No entanto, mesmo após tratamento agudo bem-sucedido, alguns pacientes continuam a apresentar limitações no autocuidado e nas atividades da vida diária e, consequentemente, requerem diferentes níveis de apoio de enfermagem2.
A dependência de enfermagem pode afetar a qualidade de vida dos pacientes, a participação social, a recuperação funcional e o processo geral de reabilitação3. Pesquisas anteriores sobre IAM concentraram-se predominantemente em estratégias diagnósticas e terapêuticas, prevenção e manejo de complicações e fatores prognósticos. Estudos transversais anteriores em pacientes com doença arterial coronariana após intervenção coronariana percutânea identificaram fragilidade, autoeficácia e estado psicológico como fatores associados à dependência de cuidados; no entanto, avaliações em um único momento não conseguem caracterizar as mudanças intra-individuais na dependência nem distinguir padrões heterogêneos de recuperação ao longo do tempo4. Ao avaliar repetidamente a dependência de enfermagem em quatro momentos e aplicar modelagem de mistura de crescimento, o presente estudo amplia análises estáticas anteriores ao identificar subgrupos latentes de pacientes com trajetórias longitudinais distintas. A identificação desses padrões heterogêneos pode ajudar os clínicos a reconhecer pacientes com perfis de reabilitação diferentes e fornecer uma base para avaliação individualizada de enfermagem, acompanhamento e cuidados de suporte.
Assim, este estudo teve como objetivo identificar classes longitudinais distintas de dependência de enfermagem desde a linha de base pós-tratamento de emergência até 1 mês após a alta em pacientes com IAM e examinar os fatores demográficos, clínicos e psicossociais associados à pertença à classe de trajetória. Considerando o caráter exploratório do estudo, nenhuma hipótese direcional sobre classes específicas de trajetória foi pré-especificada.
Protocolo
O estudo foi conduzido no Departamento de Medicina de Emergência do Hospital Popular do Condado de Linquan, Fuyang, Anhui, China. O protocolo do estudo foi analisado e aprovado pelo Comitê de Ética do Hospital Popular do Condado de Linquan (Número de Aprovação: 24XNLC-HL1015). O consentimento informado por escrito foi obtido de todos os participantes antes da inscrição. Todos os procedimentos envolvendo participantes humanos foram realizados de acordo com os requisitos éticos institucionais e os princípios éticos aplicáveis.
Configuração do estudo e identificação dos participantes
O estudo foi conduzido como uma investigação observacional longitudinal unicêntrica no Departamento de Medicina de Emergência do Hospital Popular do Condado de Linquan, Fuyang, Anhui, China. Os participantes foram recrutados entre janeiro de 2024 e janeiro de 2026 e acompanhados desde a linha de base pós-tratamento de emergência até 1 mês após a alta.
Utilizou-se amostragem por conveniência para identificar pacientes elegíveis admitidos com infarto do miocárdio agudo (IMA). Os mesmos critérios de elegibilidade e procedimentos de triagem foram aplicados a todos os participantes potenciais. Como a amostragem por conveniência pode introduzir viés de seleção, essa possível fonte de viés foi considerada ao interpretar a generalização dos resultados.
Um total de 287 pacientes foram triados, dos quais 27 não foram incluídos. Oito pacientes tinham sofrido infarto do miocárdio prévio, seis não puderam completar as avaliações do estudo devido a alteração da consciência ou função cognitiva, cinco tinham outras doenças cardíacas orgânicas, quatro tinham tumores malignos, falência múltipla de órgãos ou outras doenças sistêmicas graves, e quatro recusaram participar. Os 260 pacientes restantes foram incluídos no estudo.
Critérios de elegibilidade e definição da linha de base
Os pacientes foram incluídos se tivessem diagnóstico clínico estabelecido de IAM, estivessem passando pelo primeiro episódio de infarto do miocárdio, tivessem idade ≥18 anos, apresentassem consciência e função cognitiva preservadas o suficiente para compreender e concluir as avaliações do estudo, e fornecessem consentimento informado por escrito. Foram excluídos os pacientes com outras doenças cardíacas orgânicas, tumores malignos, falência múltipla de órgãos ou outras doenças sistêmicas orgânicas graves.
A inclusão foi restrita a pacientes com infarto do miocárdio de primeira ocorrência para reduzir a heterogeneidade associada a infartos prévios, revascularização anterior, comprometimento funcional crônico pós-infarto e adaptações pré-existentes no autocuidado ou na reabilitação, todos os quais poderiam influenciar independentemente a dependência inicial de enfermagem e os padrões subsequentes de evolução.
O tempo T1 foi definido como o momento após o tratamento de emergência bem-sucedido e a recuperação da consciência, quando o participante foi capaz de realizar as avaliações exigidas de forma confiável.
Coleta de dados demográficos e clínicos relacionados ao sistema cardiovascular
Um questionário específico do estudo sobre informações gerais foi utilizado para coletar idade, sexo, índice de massa corporal (IMC), estado civil, classificação da função cardíaca, tipo de infarto do miocárdio, estratégia de tratamento de reperfusão e histórico de doenças subjacentes. As informações demográficas e psicossociais foram obtidas por meio da avaliação do questionário e revisão dos prontuários médicos, conforme apropriado. As características clínicas relacionadas ao sistema cardiovascular, incluindo classificação da função cardíaca, tipo de infarto do miocárdio, estratégia de reperfusão e histórico de doenças subjacentes, foram extraídas dos prontuários médicos da internação índice utilizando definições pré-estabelecidas. A classificação da função cardíaca foi extraída do prontuário médico da internação índice e agrupada como Classe I–II ou Classe III–IV para análise. O tipo de infarto do miocárdio foi classificado como infarto do miocárdio com supradesnível do segmento ST (STEMI) ou infarto do miocárdio sem supradesnível do segmento ST (NSTEMI), com base no diagnóstico registrado durante a internação índice. O histórico de doenças subjacentes foi codificado de forma dicotômica como não (0) ou sim (1), sendo "sim" indicativo de que pelo menos uma condição comórbida crônica pré-definida estava documentada no histórico médico.
A intervenção coronária percutânea (ICP) e a terapia trombolítica foram registradas de acordo com o tratamento efetivamente recebido durante a internação índice, e não com o plano de tratamento pretendido. Os valores contínuos originais de idade e IMC foram mantidos para análise estatística.
Avaliação repetida da dependência de enfermagem
A Escala de Dependência de Cuidados (CDS5) foi aplicada no momento T1. A escala contém 15 itens. Cada item foi pontuado de 1 (totalmente dependente) a 5 (quase independente), resultando em uma pontuação total variando de 15 a 75. Pontuações mais altas indicaram maior independência e menor dependência de enfermagem. De acordo com a classificação estabelecida da CDS, pontuações entre 60 e 69 indicam um grau limitado de dependência de cuidados, enquanto pontuações entre 70 e 75 indicam quase independência; portanto, uma pontuação total da CDS <70 foi considerada indicativa de dependência de enfermagem no presente estudo4,5.
A avaliação do CDS foi repetida no dia 3 após a admissão (T2), na alta (T3) e 1 mês após a alta (T4). As mesmas instruções, ordem dos itens, regras de pontuação e procedimentos de assistência foram utilizados em todas as avaliações para minimizar a inconsistência da medição. A avaliação em T4 foi realizada durante o acompanhamento agendado de 1 mês após a alta, pessoalmente na clínica ambulatorial ou por telefone, quando uma visita presencial não era viável. Em ambos os contextos, um membro treinado da equipe de pesquisa aplicou todos os itens do CDS utilizando as mesmas instruções padronizadas, ordem dos itens e critérios de pontuação.
Todos os 260 participantes inscritos concluíram o CDS nos quatro momentos, e nenhum participante foi perdido no acompanhamento durante o período de observação de 1 mês.
Avaliação psicossocial inicial
A Escala de Avaliação da Depressão de Hamilton de 17 itens (HAMD-17)6 foi aplicada uma única vez no tempo T1. Os itens 1–3, 7–11, 15 e 17 foram pontuados de 0 a 4, enquanto os itens 4–6, 12–14 e 16 foram pontuados de 0 a 2. As pontuações dos itens foram somadas para obter uma pontuação total variando de 0 a 54, sendo que pontuações mais altas indicam sintomas depressivos mais graves.
O Transtorno de Ansiedade Generalizada-7 (GAD-7)7 foi aplicado uma única vez no tempo T1. Cada um dos sete itens foi pontuado de 0 (nada) a 3 (quase todos os dias), resultando em uma pontuação total variando de 0 a 21. Pontuações mais altas indicavam sintomas de ansiedade mais graves.
A Escala de Avaliação de Apoio Social (SSRS)8 foi aplicada uma única vez no T1. A escala era composta por 10 itens. Os itens 1–4 e 8–10 foram avaliados em uma escala de 4 pontos, variando de 1 a 4; o item 5 foi pontuado de 1 a 4 de acordo com o nível de apoio relatado; e os itens 6 e 7 foram pontuados de acordo com o número de fontes de apoio disponíveis. A pontuação total variava de 12 a 66, sendo que pontuações mais altas indicavam maior apoio social.
Todas as avaliações do CDS e avaliações psicossociais foram aplicadas ou supervisionadas por membros treinados da equipe de pesquisa. Antes da inclusão dos participantes, os avaliadores receberam treinamento padronizado sobre a aplicação dos questionários, interpretação dos itens, assistência permitida e procedimentos de pontuação. As mesmas instruções padronizadas, ordem dos itens e critérios de pontuação foram utilizados ao longo do estudo. Não era obrigatório que o mesmo avaliador avaliasse um participante específico em todos os momentos; a consistência entre avaliadores foi mantida por meio de treinamento padronizado e procedimentos uniformes de avaliação. Os participantes foram orientados a preencher os questionários de forma independente sempre que possível. Quando os participantes tinham dificuldades com leitura, compreensão ou escrita, era fornecida assistência individual padronizada, sem sugerir respostas, interpretar os itens em nome do participante ou alterar as respostas fornecidas por ele.
Controle de qualidade dos dados e tratamento de dados ausentes
Antes da aplicação do questionário, os participantes foram informados sobre o objetivo do estudo, os procedimentos de preenchimento e os requisitos de confidencialidade. Instruções padronizadas e procedimentos de avaliação idênticos foram utilizados para todos os participantes. Os questionários preenchidos foram verificados imediatamente quanto a itens omitidos ou respostas claramente inválidas. Quando um item era deixado em branco, o participante era solicitado a revisar o item omitido e, caso desejassem, fornecer uma resposta. Quando era necessária assistência no preenchimento do questionário, a equipe do estudo não sugeria, interpretava ou fornecia respostas em nome do participante. As variáveis clínicas foram extraídas utilizando definições pré-estabelecidas, e os formulários preenchidos foram verificados antes da entrada dos dados.
Todos os 260 participantes concluíram as avaliações do CDS nos momentos T1–T4, sem perdas no acompanhamento. Os dados longitudinais do CDS e as variáveis demográficas, clínicas e psicossociais incluídas nas análises relatadas estavam completos. Portanto, todos os 260 participantes foram incluídos nas análises, e nenhuma imputação de dados foi necessária.
Modelagem de mistura de crescimento de escores CDS longitudinais
A modelagem de mistura de crescimento (GMM) foi realizada utilizando o Mplus versão 8.3. Um GMM incondicional sem covariáveis foi ajustado, com CDS_T1, CDS_T2, CDS_T3 e CDS_T4 inseridos como variáveis manifestas contínuas.
Soluções de uma a cinco classes foram ajustadas sequencialmente utilizando estimação robusta de máxima verossimilhança (MLR). Para reduzir o risco de convergência para um máximo local, foram gerados 1.000 conjuntos aleatórios de valores iniciais, e os 200 melhores foram mantidos para a otimização na fase final. Para cada solução, foi confirmada a terminação normal, a replicação da melhor verossimilhança logarítmica entre as partidas aleatórias e a ausência de estimativas de parâmetros inadmissíveis.
O Critério de Informação de Akaike (AIC), o Critério de Informação Bayesiano (BIC), o BIC ajustado ao tamanho da amostra (aBIC), a entropia, o teste da razão de verossimilhança ajustado de Lo-Mendell-Rubin (LMR-LRT) e o teste da razão de verossimilhança com reamostragem bootstrap (BLRT) foram registrados para cada solução. Valores menores de AIC, BIC e aBIC foram interpretados como indicativos de um ajuste relativo do modelo melhor, enquanto valores de entropia mais próximos de 1 indicavam uma separação mais clara entre as classes.
Cada solução de k classes foi comparada com a solução correspondente de k − 1 classes utilizando os testes LMR-LRT e BLRT. O modelo final não foi selecionado apenas com base na diminuição dos critérios de informação; também foram consideradas a estabilidade da convergência, o tamanho das classes, as probabilidades posteriores de pertencimento, a parcimônia e a interpretabilidade clínica. Cada participante foi atribuído à classe com a maior probabilidade posterior de pertencimento, e as probabilidades posteriores médias específicas de cada classe foram calculadas como uma medida adicional da qualidade da classificação.
Análise de medições repetidas de CDS
Para avaliar as alterações intra-indivíduo nos escores de CDS entre T1, T2, T3 e T4 na coorte geral, foi realizada uma análise de variância unifatorial para medidas repetidas (RM-ANOVA) com o momento da avaliação como fator intra-sujeitos. As premissas de normalidade aproximada e esfericidade foram verificadas. A esfericidade foi avaliada por meio do teste de Mauchly, e os resultados corrigidos pelo método de Greenhouse–Geisser foram utilizados quando a premissa de esfericidade foi violada. Todos os testes foram bicaudais, e um valor de P < 0,05 foi considerado estatisticamente significativo.
Comparações univariadas entre classes de trajetória
As análises diferentes de GMM foram realizadas utilizando o IBM SPSS Statistics versão 26.0. A idade, o IMC, os escores de HAMD-17, SSRS e GAD-7 foram analisados como variáveis contínuas, sem categorização.
As variáveis contínuas com distribuição aproximadamente normal foram expressas como média ± desvio padrão e comparadas entre as quatro classes de trajetória utilizando análise de variância unidirecional. As variáveis categóricas foram expressas como contagens de participantes e comparadas utilizando o teste qui-quadrado de Pearson. Todos os valores de P foram bicaudais, e P < 0,05 foi utilizado como limiar para identificar variáveis a serem incluídas no modelo multivariável inicial.
Na análise univariada, idade, estado civil, classificação da função cardíaca, tipo de infarto do miocárdio, ICPC, terapia trombolítica, escore HAMD-17, escore SSRS, escore GAD-7 e histórico de doenças subjacentes atenderam ao critério de P < 0,05 e, portanto, foram incluídos no modelo multivariável inicial. Sexo e IMC não atenderam a esse critério.
Regressão logística multinomial e diagnósticos do modelo
As quatro classes de trajetória foram tratadas como um resultado nominal, e foi realizada uma regressão logística multinomial em vez de uma regressão logística binária. C1 (Alta Independência-Melhora Lenta) foi designada como a categoria de resultado de referência.
Todas as variáveis com P < 0,05 nas análises univariadas foram incluídas no modelo inicial. Em seguida, aplicou-se a seleção sequencial por razão de verossimilhança, removendo-se sequencialmente as variáveis com P > 0,10. Os efeitos principais estatisticamente significativos foram mantidos no modelo final.
A multicolinearidade foi avaliada utilizando os valores de tolerância e do fator de inflação da variância (VIF). Na análise final, os valores de tolerância variaram de aproximadamente 0,81 a 0,97, e os valores de VIF variaram de 1,03 a 1,24, indicando ausência de multicolinearidade substancial.
Os testes de interação foram restritos a termos clinicamente plausíveis previamente especificados para reduzir o risco de superajuste. Três interações previamente especificadas — idade × histórico de doenças subjacentes, estado civil × escore SSRS e escore HAMD-17 × escore GAD-7 — foram avaliadas individualmente utilizando testes da razão de verossimilhança. Os valores de P correspondentes foram 0,655, 0,301 e 0,908, respectivamente; portanto, nenhum dos termos de interação foi mantido.
O desempenho geral do modelo foi avaliado utilizando o teste da razão de verossimilhança em comparação com o modelo apenas com intercepto; testes de adequação de Pearson e de desvio; estatísticas pseudo-R2 de Cox-Snell, Nagelkerke e McFadden; precisão de classificação; convergência; e avaliação da separação completa ou quase completa.
Foram relatados os odds ratios ajustados (ORs) com intervalos de confiança de 95% (ICs) para todos os preditores finais nas comparações C2 versus C1, C3 versus C1 e C4 versus C1. ICs amplos foram interpretados como indicativos de precisão limitada, e não como evidência definitiva de grandes tamanhos de efeito.
Considerações sobre o tamanho da amostra e relato
Nenhum limite universal único de tamanho de amostra foi aplicado ao GMM. A adequação da amostra foi considerada em relação à complexidade do modelo, proporções das classes, separação entre classes, padrões de dados ausentes, entropia, probabilidades a posteriori e convergência9.
Não foi realizada uma análise formal de poder baseada em simulação a priori, pois o estudo foi uma investigação longitudinal exploratória com base na população elegível disponível durante o período predeterminado de recrutamento. A solução final com quatro classes compreendeu 66, 54, 90 e 50 participantes e apresentou um valor de entropia de 0,879, com probabilidades posteriores médias variando de 0,871 a 0,927.
Para a regressão logística multinomial, a adequação da amostra foi avaliada em relação ao número de participantes em cada categoria de resultado e ao número de parâmetros preditores candidatos10. Como algumas classes de trajetória eram relativamente pequenas, a análise de regressão foi interpretada como uma análise exploratória de associação, e não como o desenvolvimento de um modelo preditivo definitivo.
O estudo observacional foi relatado de acordo com a estrutura Strengthening the Reporting of Observational Studies in Epidemiology (STROBE), incluindo o delineamento do estudo, o contexto, o fluxo de participantes, as fontes de dados, as possíveis fontes de viés, o tamanho do estudo, os métodos estatísticos, o tratamento de dados ausentes, os principais resultados, as limitações e a generalização.
Resultados
Fluxo dos participantes e completude
Durante o período de recrutamento, 287 pacientes com IAM foram avaliados quanto à elegibilidade. Vinte e sete pacientes não foram incluídos: oito tinham sofrido infarto do miocárdio prévio, seis não conseguiram completar as avaliações do estudo devido a alteração da consciência ou função cognitiva, cinco tinham outras doenças cardíacas orgânicas, quatro tinham tumores malignos, falência múltipla de órgãos ou outras doenças sistêmicas graves, e quatro recusaram participar. Os 260 participantes restantes ingressaram no estudo, completaram as quatro avaliações do CDS até um mês após a alta e foram incluídos na análise final de GMM e nas análises subsequentes. Não houve valores longitudinais ausentes do CDS, nenhuma perda no acompanhamento e nenhum dado demográfico, clínico ou psicossocial faltante que exigisse imputação nas análises relatadas.
Seleção do GMM de quatro classes
Os índices de ajuste melhoraram progressivamente da solução de uma classe para a solução de quatro classes (Tabela 1). A solução de quatro classes apresentou AIC = 6978,826, BIC = 7047,822, aBIC = 6978,741, entropia = 0,879, LMR-LRT P = 0,027 e BLRT P < 0,001. As proporções estimadas pelo modelo foram de 25,8%, 21,0%, 34,1% e 19,1%. Quando uma quinta classe foi adicionada, o AIC, o BIC e o aBIC diminuíram moderadamente para 6963,213, 7038,208 e 6962,613, respectivamente, e a entropia aumentou para 0,912. No entanto, nem o LMR-LRT (P = 0,128) nem o BLRT (P = 0,063) indicaram uma melhoria estatisticamente significativa. Além disso, a quinta classe compreendia apenas 6,4% da amostra. Portanto, o modelo de quatro classes foi mantido, pois oferecia o equilíbrio preferido entre ajuste do modelo, estabilidade, parcimônia, tamanho das classes e interpretabilidade clínica.
Convergência e qualidade da classificação
A solução de quatro classes terminou normalmente, e a log-verossimilhança ótima foi replicada 18 vezes entre as inicializações aleatórias. Nenhuma estimativa de parâmetro inadmissível foi observada. As probabilidades médias a posteriori para a pertinência mais provável à classe foram 0,914 para C1, 0,889 para C2, 0,927 para C3 e 0,871 para C4, indicando separação aceitável entre as classes.
Dependência geral de enfermagem ao longo do tempo
As pontuações médias globais do CDS foram 48,28 ± 10,25 no T1, 54,16 ± 14,33 no T2, 52,82 ± 12,17 no T3 e 56,58 ± 15,15 no T4. Uma ANOVA de medidas repetidas unifatorial revelou uma diferença global significativa nas pontuações do CDS entre os quatro momentos de avaliação (F = 13,692, P < 0,001). No nível do grupo, as pontuações do CDS aumentaram no terceiro dia, diminuíram moderadamente na alta e aumentaram novamente após 1 mês da alta. A maior variabilidade observada nos momentos posteriores sugeriu que o padrão médio global ocultava uma heterogeneidade substancial entre os participantes.
Padrões de trajetória
Muito provavelmente, a atribuição de classe identificou quatro trajetórias: C1, Alta Independência-Melhora Lenta (n = 66, 25,4%); C2, Dependência Moderada-Deterioração Rápida (n = 54, 20,8%); C3, Alta Dependência-Melhora Significativa (n = 90, 34,6%); e C4, Alta Dependência-Agravamento Lento (n = 50, 19,2%; Figura 1). As pontuações médias no CDS para C1 foram 55,50, 59,00, 60,00 e 64,00 em T1–T4, respectivamente; para C2 foram 50,00, 49,00, 39,00 e 39,00; para C3 foram 43,22, 59,35, 61,86 e 70,90; e para C4 foram 46,00, 44,00, 42,00 e 40,00.
Comparações univariadas entre classes
A idade diferiu significativamente entre C1–C4 (58,20 ± 7,80, 61,50 ± 7,40, 55,80 ± 7,60 e 63,10 ± 7,20 anos, respectivamente; F = 12,572, P < 0,001; Tabela 2). O IMC não diferiu significativamente entre as classes (23,60 ± 2,70, 23,40 ± 2,80, 23,80 ± 2,90 e 23,50 ± 2,60 kg/m2, respectivamente; F = 0,270, P = 0,847), e a distribuição por sexo também foi semelhante (χ2 = 0,142, P = 0,986). Diferenças significativas foram observadas para estado civil (χ2 = 14,749, P = 0,002), classificação da função cardíaca (χ2 = 15,283, P = 0,002), tipo de infarto do miocárdio (χ2 = 15,035, P = 0,002), PCI (χ2 = 12,863, P = 0,005), terapia trombolítica (χ2 = 15,622, P = 0,001) e histórico de doenças subjacentes (χ2 = 27,903, P < 0,001).
As pontuações médias de HAMD-17 foram 10,80 ± 2,70, 13,10 ± 2,90, 11,20 ± 2,60 e 14,10 ± 3,00 nos grupos C1–C4, respectivamente (F = 19,040, P < 0,001). As pontuações médias de SSRS foram 43,00 ± 4,80, 38,50 ± 5,00, 42,00 ± 4,90 e 36,80 ± 5,10, respectivamente (F = 20,742, P < 0,001), e as pontuações médias de GAD-7 foram 9,50 ± 2,50, 12,10 ± 2,80, 10,00 ± 2,60 e 13,70 ± 3,00, respectivamente (F = 30,585, P < 0,001).
Regressão multinomial final
Os preditores candidatos foram codificados conforme mostrado na Tabela 3. A seleção regressiva pela razão de verossimilhança manteve idade, estado civil, HAMD-17, SSRS, GAD-7 e histórico de doenças subjacentes no modelo final de regressão logística multinomial (Tabela 4). Para C2 versus C1, ser casado estava associado a menores chances de pertencimento a C2 (OR ajustado = 0,241, IC 95% = 0,095–0,612, P = 0,003), enquanto escores mais altos no HAMD-17 (OR = 1,324, IC 95% = 1,121–1,564), escores mais altos no GAD-7 (OR = 1,374, IC 95% = 1,160–1,626), escores mais baixos no SSRS (OR = 0,787, IC 95% = 0,711–0,871) e histórico de doenças subjacentes (OR = 3,107, IC 95% = 1,212–7,968) estavam associados ao pertencimento a C2. A idade não foi estatisticamente significativa nesta comparação (P = 0,089). Para C3 versus C1, a idade foi o único preditor mantido com significância estatística (OR = 0,954, IC 95% = 0,912–0,997, P = 0,036).
Em relação ao C4 versus C1, idade avançada (OR = 1,077, IC 95% = 1,005–1,154), estado civil não casado (casado: OR = 0,248, IC 95% = 0,085–0,720), escores mais altos no HAMD-17 (OR = 1,466, IC 95% = 1,214–1,772), escores mais baixos no SSRS (OR = 0,727, IC 95% = 0,646–0,819), escores mais altos no GAD-7 (OR = 1,605, IC 95% = 1,318–1,955) e histórico de doenças subjacentes (OR = 4,454, IC 95% = 1,511–13,134) estiveram associados à pertença ao C4.
Diagnóstico do modelo
O modelo multinomial final apresentou uma melhoria significativa em relação ao modelo apenas com intercepto (qui-quadrado da razão de verossimilhança χ2 = 190,966, gl = 18, P < 0,001). Os testes de adequação de ajuste de Pearson (χ2 = 745,020, gl = 759, P = 0,635) e de deviance (χ2 = 515,576, gl = 759, P > 0,999) não indicaram ajuste inadequado do modelo. Os valores de pseudo-R2 de Cox-Snell, Nagelkerke e McFadden foram respectivamente 0,520, 0,557 e 0,270, e a precisão de classificação foi de 53,1%. O modelo convergiu após sete iterações, sem evidência de separação completa ou quase completa. Algumas estimativas para histórico de doenças subjacentes apresentaram intervalos de confiança de 95% relativamente amplos, indicando precisão limitada e apoiando uma interpretação cautelosa dessas associações.
DISPONIBILIDADE DE DADOS:
Os dados brutos que sustentam as descobertas deste estudo são fornecidos com o artigo como Arquivo Suplementar 1.
Figura 1: Trajetórias longitudinais da dependência de enfermagem em pacientes com infarto agudo do miocárdio. As quatro classes latentes de trajetória identificadas pelo modelo de mistura de crescimento (GMM) foram: Alta Independência-Melhora Lenta (C1, n = 66, 25,4%), Dependência Moderada-Deterioração Rápida (C2, n = 54, 20,8%), Alta Dependência-Melhora Significativa (C3, n = 90, 34,6%) e Alta Dependência-Agravamento Lento (C4, n = 50, 19,2%). T1 representa o momento basal após tratamento de emergência bem-sucedido e recuperação da consciência; T2 representa o terceiro dia após a admissão; T3 representa a alta hospitalar; e T4 representa um mês após a alta. O eixo y representa a pontuação média específica da classe na Escala de Dependência de Cuidados (CDS), em que pontuações mais altas indicam maior independência e menor dependência de cuidados de enfermagem. Abreviaturas: AMI = infarto agudo do miocárdio; CDS = Escala de Dependência de Cuidados; GMM = modelo de mistura de crescimento. Clique aqui para visualizar uma versão maior desta figura.
| Modelo | AIC | BIC | aBIC | Entropia | Valor P do LMR-LRT | Valor P do BLRT | Proporção das classes (%) |
| 1 | 7353.11 | 7384.108 | 7355.567 | — | — | — | — |
| 2 | 7141.412 | 7184.409 | 7156.355 | 0.726 | 0.002 | <0.001 | 48,2/51,8 |
| 3 | 7032.275 | 7086.271 | 7049.704 | 0.813 | 0.015 | <0.001 | 35,1/42,7/22,2 |
| 4 | 6978.826 | 7047.822 | 6978.741 | 0.879 | 0.027 | <0.001 | 25,8/21,0/34,1/19,1 |
| 5 | 6963.213 | 7038.208 | 6962.613 | 0.912 | 0.128 | 0.063 | 29,7/31,2/20,4/12,3/6,4 |
Tabela 1: Índices de ajuste para modelos de mistura de crescimento de uma a cinco classes de trajetórias de dependência de enfermagem. Valores menores dos critérios de informação indicam ajuste relativo do modelo melhor, enquanto valores de entropia mais próximos de 1 indicam separação de classes mais clara. O teste LMR-LRT e o BLRT comparam um modelo de k classes com o modelo correspondente de k − 1 classes. As proporções das classes são proporções estimadas pelo modelo; as contagens finais de participantes e porcentagens são baseadas na atribuição de classe posterior mais provável. Abreviações: AIC = Critério de Informação de Akaike; BIC = Critério de Informação Bayesiano; aBIC = Critério de Informação Bayesiano ajustado ao tamanho da amostra; LMR-LRT = teste da razão de verossimilhança ajustado de Lo-Mendell-Rubin; BLRT = teste da razão de verossimilhança com reamostragem bootstrap.
| Item | Classificação | Alta Independência-Melhora Lenta (C1) (n = 66) | Dependência Moderada-Deterioração Rápida (C2) (n = 54) | Alta Dependência-Melhora Significativa (C3) (n = 90) | Alta Dependência-Agravamento Lento (C4) (n = 50) | Estatística | Valor P |
| Idade (anos) | − | 58,20 ± 7,80 | 61,50 ± 7,40 | 55,80 ± 7,60 | 63,10 ± 7,20 | 12,572 | <0,001 |
| Sexo | Masculino | 43 | 35 | 58 | 31 | 0,142 | 0,986 |
| Feminino | 23 | 19 | 32 | 19 | |||
| IMC (kg/m²) | — | 23,60 ± 2,70 | 23,40 ± 2,80 | 23,80 ± 2,90 | 23,50 ± 2,60 | 0,27 | 0,847 |
| Estado civil | Casado | 46 | 24 | 64 | 25 | 14,749 | 0,002 |
| Solteiro / Divorciado / Viúvo | 20 | 30 | 26 | 25 | |||
| Classificação da função cardíaca | Classe I–II | 41 | 22 | 60 | 20 | 15,283 | 0,002 |
| Classe III–IV | 25 | 32 | 30 | 30 | |||
| Tipo de infarto do miocárdio | Elevação do segmento ST | 50 | 35 | 44 | 37 | 15,035 | 0,002 |
| Sem elevação do segmento ST | 16 | 19 | 46 | 13 | |||
| Intervenção coronária percutânea | Sim | 45 | 38 | 62 | 21 | 12,863 | 0,005 |
| Não | 21 | 16 | 28 | 29 | |||
| Terapia trombolítica | Sim | 52 | 49 | 66 | 29 | 15,622 | 0,001 |
| Não | 14 | 5 | 24 | 21 | |||
| Pontuação HAMD | − | 10,80 ± 2,70 | 13,10 ± 2,90 | 11,20 ± 2,60 | 14,10 ± 3,00 | 19,04 | <0,001 |
| Pontuação SSRS | − | 43,00 ± 4,80 | 38,50 ± 5,00 | 42,00 ± 4,90 | 36,80 ± 5,10 | 20,742 | <0,001 |
| Pontuação GAD-7 | - | 9,50 ± 2,50 | 12,10 ± 2,80 | 10,00 ± 2,60 | 13,70 ± 3,00 | 30,585 | <0,001 |
| Histórico de doenças subjacentes | Sim | 20 | 32 | 28 | 34 | 27,903 | <0,001 |
| Não | 46 | 22 | 62 | 16 |
Tabela 2: Análise univariada das características entre as classes de trajetória de dependência de enfermagem. As variáveis contínuas são apresentadas como média ± desvio padrão e foram comparadas utilizando análise de variância de um fator. As variáveis categóricas são apresentadas como contagem de participantes e foram comparadas utilizando testes qui-quadrado de Pearson. Todos os valores de P são comparações gerais bilaterais entre as quatro classes de trajetória. Abreviaturas: BMI = índice de massa corporal; HAMD-17 = Escala de Avaliação da Depressão de Hamilton de 17 itens; SSRS = Escala de Avaliação de Suporte Social; GAD-7 = Transtorno de Ansiedade Generalizada-7; PCI = intervenção coronariana percutânea.
| Variável | Descrição da Atribuição |
| Idade | Inserida como valor original |
| Estado Civil | Solteiro/Divorciado/Viúvo = 0; Casado = 1 |
| Classificação da Função Cardíaca | Classe Ⅰ, Ⅱ = 0; Classe Ⅲ, Ⅳ = 1 |
| Tipo de Infarto | Elevação não segmentar ST = 0; Elevação do segmento ST = 1 |
| Terapia Intervencionista | Não = 0; Sim = 1 |
| Terapia Trombolítica | Não = 0; Sim = 1 |
| Pontuação HAMD | Inserida como valor original |
| Pontuação SSRS | Inserida como valor original |
| Pontuação GAD-7 | Inserida como valor original |
| Histórico de Doenças de Base | Não = 0; Sim = 1 |
Tabela 3: Codificação dos preditores candidatos para regressão logística multinomial. A idade, HAMD-17, SSRS e GAD-7 foram inseridas utilizando seus valores contínuos originais. Para as variáveis dicotômicas, a categoria codificada como 0 serviu como categoria de referência: solteiro/divorciado/viúvo para estado civil; função cardíaca Classe I–II; NSTEMI; ausência de PCI; ausência de terapia trombolítica; e ausência de histórico de doenças subjacentes. Abreviaturas: HAMD-17 = Escala de Avaliação da Depressão de Hamilton com 17 itens; SSRS = Escala de Avaliação do Suporte Social; GAD-7 = Transtorno de Ansiedade Generalizada-7; NSTEMI = infarto do miocárdio sem elevação do segmento ST; PCI = intervenção coronária percutânea.
| Comparação entre grupos | Variável | β | EP | Wald χ² | P | OR ajustado (IC 95%) |
| C2 versus C1 | Idade | 0.052 | 0.03 | 2,885 | 0,089 | 1,053 (0,992–1,118) |
| Casado | −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) | |
| Doenças subjacentes | 1,134 | 0,48 | 5,567 | 0,018 | 3,107 (1,212–7,968) | |
| C3 versus C1 | Idade | −0,047 | 0,023 | 4,389 | 0,036 | 0,954 (0,912–0,997) |
| Casado | 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) | |
| Doenças subjacentes | 0,019 | 0,374 | 0,003 | 0,959 | 1,020 (0,490–2,123) | |
| C4 versus C1 | Idade | 0,074 | 0,035 | 4,438 | 0,035 | 1,077 (1,005–1,154) |
| Casado | −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) | |
| Doenças subjacentes | 1,494 | 0,552 | 7,332 | 0,007 | 4,454 (1,511–13,134) |
Tabela 4: Análise de regressão logística multinomial dos fatores associados à pertença à trajetória de dependência de enfermagem. C1, Alta Independência-Melhora Lenta, foi especificada como a categoria de resultado de referência. ORs ajustadas e IC 95% são apresentadas para C2 versus C1, C3 versus C1 e C4 versus C1. O modelo final de efeitos principais foi obtido utilizando seleção reversa pela razão de verossimilhança. O modelo final apresentou melhora significativa em relação ao modelo somente com intercepto (razão de verossimilhança χ2 = 190,966, gl = 18, P < 0,001), com um pseudo-R2 de Nagelkerke de 0,557 e uma precisão geral de classificação de 53,1%. Abreviaturas: OR = razão de chances; IC = intervalo de confiança; HAMD-17 = Escala de Avaliação da Depressão de Hamilton de 17 itens; SSRS = Escala de Avaliação de Suporte Social; GAD-7 = Transtorno de Ansiedade Generalizada-7.
Arquivo Suplementar 1: Dados brutos que sustentam os resultados deste estudo.Clique aqui para baixar este arquivo.
Discussão
As alterações longitudinais na dependência de enfermagem devem ser interpretadas de forma descritiva. No nível de toda a coorte, a pontuação média no CDS foi de 48,28 ± 10,25 no T1, indicando necessidades substanciais de cuidados de enfermagem na fase inicial após IAM11. A pontuação no CDS aumentou para 54,16 ± 14,33 no T2 durante o tratamento agudo e a recuperação inicial12, diminuiu moderadamente para 52,82 ± 12,17 na alta hospitalar e aumentou novamente para 56,58 ± 15,15 um mês após a alta. Pesquisas anteriores destacaram os desafios relacionados à participação na reabilitação cardíaca após IAM13; no entanto, o presente estudo não avaliou diretamente se a participação na reabilitação ou outros fatores específicos explicaram as alterações temporais observadas. A análise de classes latentes demonstrou ainda que o padrão médio geral ocultava quatro trajetórias substancialmente diferentes. Essa heterogeneidade é amplamente consistente com pesquisas anteriores sobre trajetórias cardiovasculares, incluindo trajetórias da qualidade de vida relacionada à saúde após IAM14 e trajetórias de autocuidado em pacientes com doença arterial coronariana15. As diferenças no número e na forma das classes entre os estudos podem refletir diferenças nos constructos mensurados, nos cronogramas de avaliação, nas populações de pacientes, na duração do acompanhamento e nas abordagens de modelagem de classes latentes.
Várias etapas do protocolo são fundamentais para a reprodutibilidade. Primeiro, T1 deve ser definido de forma consistente. A avaliação basal deve ocorrer após o tratamento de emergência bem-sucedido e a recuperação da consciência, pois uma avaliação anterior pode captar instabilidade clínica transitória em vez de um estado funcional confiável. Segundo, a aplicação do CDS deve ser padronizada em todos os quatro pontos temporais, pois alterações nas instruções ou nos procedimentos de auxílio podem introduzir diferenças longitudinais artificiais. Terceiro, as avaliações psicossociais basais devem ser claramente diferenciadas das avaliações repetidas do CDS. HAMD-17, GAD-7 e SSRS foram aplicados uma única vez em T1, enquanto o CDS foi aplicado repetidamente em T1–T4. Por fim, o GMM deve ser ajustado com número suficiente de partidas aleatórias e avaliado mediante a replicação da log-verossimilhança ótima, estimativas de parâmetros admissíveis, probabilidades posteriores e tamanhos de classes clinicamente significativos, em vez de ser selecionado exclusivamente com base na diminuição dos valores de AIC ou BIC.
A seleção da solução de quatro classes ilustra uma consideração importante na modelagem de misturas. A adição de uma quinta classe reduziu moderadamente os critérios de informação e aumentou a entropia; no entanto, a solução de cinco classes não demonstrou uma melhoria estatisticamente significativa segundo o LMR-LRT (P = 0,128) ou o BLRT (P = 0,063) e introduziu um subgrupo pequeno, composto por apenas 6,4% da amostra, com diferenciação clínica adicional limitada. Em aplicações semelhantes, cada classe adicional não deve, portanto, ser automaticamente interpretada como um subgrupo biológico ou clínico significativo. Uma solução mais simples deve ser reconsiderada quando um modelo produz uma classe muito pequena, apresenta convergência instável, gera uma log-verossimilhança ótima não replicada, produz trajetórias implausíveis ou mostra mudanças substanciais na composição das classes em resposta a pequenas alterações nos valores iniciais. Por outro lado, um modelo estatisticamente mais simples pode ser inadequado se agrupar padrões longitudinais clinicamente distintos e bem separados.
A análise de fatores associados deve ser interpretada como exploratória, e não preditiva ou causal. A idade apresentou associações específicas por classe com a pertença à trajetória. Estudos prospectivos anteriores em pacientes com IAM identificaram a idade avançada como um importante correlato da deterioração subsequente do estado de saúde e das atividades da vida diária16,17. O estado civil também esteve associado à pertença à trajetória, e uma revisão sistemática e meta-análise relataram associações entre o estado civil ou de companheirismo e os desfechos autoinformados pelos pacientes após infarto do miocárdio18. A menor percepção de apoio social tem sido associada a um pior estado de saúde e a sintomas depressivos após IAM19, enquanto o sofrimento psicológico após infarto do miocárdio também é clinicamente relevante20. Evidências prospectivas associaram ainda a baixa percepção de apoio social a piores desfechos de saúde física e mental após IAM21. Um histórico de doenças subjacentes esteve associado a diversas comparações de trajetória no presente estudo, e evidências anteriores vincularam a multimorbidade à incapacidade funcional em pacientes com histórico de IAM22. Contudo, a presente análise não avaliou os mecanismos fisiológicos, comportamentais ou psicossociais subjacentes a essas associações. Os achados, portanto, não devem ser interpretados como evidência de que a modificação desses fatores alteraria necessariamente a pertença à classe da trajetória.
Este método apresenta várias limitações. O estudo foi conduzido em um único centro, utilizando amostragem por conveniência, o que pode ter introduzido viés de seleção e limitado a validade externa. Apenas pacientes que sofreram um primeiro infarto do miocárdio foram incluídos; portanto, a estrutura de trajetória identificada pode não ser generalizável para pacientes com eventos recorrentes. O acompanhamento encerrou-se um mês após a alta hospitalar, impedindo a avaliação de se as quatro classes de trajetória permanecem estáveis ao longo de períodos mais longos. Variáveis cardiovasculares importantes, incluindo fração de ejeção do ventrículo esquerdo, classe de Killip, características do vaso culpado, sucesso do procedimento, complicações durante a internação, terapia medicamentosa detalhada, peptídeo natriurético tipo B, tolerância ao exercício e participação em reabilitação cardíaca estruturada, não foram incorporadas de forma sistemática. Assim, não pode ser excluída a possibilidade de confundimento residual relacionado à gravidade da doença, intensidade do tratamento e condição de reabilitação.
Uma limitação adicional diz respeito à precisão de algumas estimativas de regressão específicas de classe. Nenhum cálculo formal de tamanho da amostra baseado em simulação a priori foi realizado. Embora o GMM de quatro classes tenha demonstrado convergência estável e qualidade satisfatória de classificação, alguns grupos de trajetória eram relativamente pequenos. Os intervalos de confiança amplos para estimativas selecionadas, particularmente aquelas relacionadas ao histórico de doenças subjacentes, devem, portanto, ser interpretados com cautela. São necessárias coortes prospectivas multicêntricas maiores, com períodos de acompanhamento mais longos, fenotipagem cardiovascular mais abrangente e replicação independente para confirmar a estrutura de classes identificada e seus fatores associados. Apesar dessas limitações, o enfoque combinado de CDS repetidos e GMM oferece uma abordagem prática para identificar padrões heterogêneos de recuperação inicial e pode facilitar uma avaliação e acompanhamento de enfermagem mais individualizados em populações com IAM.
Divulgações
Os autores declaram não haver conflitos de interesses. Nenhuma ferramenta de inteligência artificial (AI) foi utilizada na preparação, redação, edição ou geração de figuras para este manuscrito.
CONTRIBUIÇÃO DOS AUTORES:
Todos os autores contribuíram para a concepção e o planejamento do estudo, coleta e interpretação dos dados, e preparação e revisão do manuscrito. Todos os autores analisaram e aprovaram a versão final do manuscrito e concordam em ser responsáveis por todos os aspectos do trabalho
Agradecimentos
Os autores agradecem aos pacientes que participaram do estudo e à equipe clínica que auxiliou na aplicação dos questionários, coleta de dados e acompanhamento. Esta pesquisa não recebeu nenhuma bolsa específica de qualquer agência de fomento nos setores público, comercial ou sem fins lucrativos.
Materiais
| Nome | Empresa | Número de catálogo | Comentários |
|---|---|---|---|
| Escala de Dependência de Cuidados (CDS) | Dijkstra A, Buist G, Dassen T | N/A | Escala original de 15 itens para avaliação de dependência em cuidados de enfermagem; escores mais altos indicam maior independência. |
| Escala de Dependência de Cuidados, versão chinesa | Zhang SQ, Zhu YM, Li L, et al. | N/A | Fonte da versão chinesa/validação citada no manuscrito e utilizada para apoiar a aplicação do CDS neste estudo. |
| Questionário de Informações Gerais | Equipe do estudo, Povo do Condado de Linquan’s Hospital | Desenvolvido pelo estudo; sem número de catálogo | Formulário específico do estudo utilizado para coletar idade, sexo, IMC, estado civil, classificação da função cardíaca, tipo de infarto do miocárdio, estratégia de reperfusão e histórico de doenças subjacentes. |
| Transtorno de Ansiedade Generalizada-7 (GAD-7) | Spitzer RL, Kroenke K, Williams JBW, Lönós B | N/A | Escala de ansiedade publicada com 7 itens aplicada uma vez na linha de base (T1). |
| Escala de Depressão de Hamilton, versão de 17 itens (HAMD-17) | Hamilton M | N/A | Escala de depressão avaliada por clínico publicada; a abordagem de pontuação com 17 itens foi utilizada na linha de base (T1). |
| IBM SPSS Statistics | IBM Corp. | Versão 26.0 | Software estatístico utilizado para estatísticas descritivas, ANOVA de um fator, testes qui-quadrado e regressão logística multinomial. |
| Documentação do IBM SPSS Statistics 26 | IBM Corp. | Documentação da versão 26 | Recurso oficial de documentação para o IBM SPSS Statistics 26 |
| Mplus | Muthén & Muthén | Versão 8.3 | Software estatístico utilizado para ajustar modelos de mistura de crescimento de uma a cinco classes; a versão 8.3 foi lançada em 30 de abril de 2019. |
| Mplus Guia do Usuário | Muthén & Muthén | Oitava Edição / Versão 8 | Documentação oficial do usuário do Mplus Versão 8 utilizada como recurso metodológico de software. |
| Escala de Avaliação de Apoio Social (SSRS) | Xiao SY | N/A | Escala chinesa de apoio social de 10 itens publicada, aplicada uma vez na linha de base (T1). |
| Lista de Verificação STROBE para Estudos de Coorte | Iniciativa STROBE | Lista de verificação para estudo de coorte | Lista de verificação utilizada para revisar a completude do relatório de estudo observacional longitudinal. |
| Declaração STROBE | Iniciativa STROBE | diretriz de 2007 | Diretriz de relato para estudos observacionais; utilizada como recurso de relato para delineamento do estudo, participantes, viés, métodos estatísticos, resultados e limitações. |
Referências
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