Bu boylamsal protokol, akut miyokard enfarktüsü sonrası farklı hemşirelik bağımlılık seyirlerini belirlemek ve seyir sınıfı üyeliği ile ilişkili demografik, klinik ve psikososyal faktörleri değerlendirmek için tekrarlanan Bakım Bağımlılık Ölçeği değerlendirmelerini büyüme karışım modellemesi ile birleştirir.
Araştırma makalesi
Akut Miyokard İnfarktüsü Geçiren Hastalarda Hemşirelik Bağımlılığı Trajektörlerinin Gizil Sınıfları ve İlişkili Faktörler
* These authors contributed equally
Bu makalede
Özet
Özet
Bu çalışma, akut miyokard enfarktüsü (AMI) olan hastalarda hemşirelik bağımlılığı seyirlerinin latent sınıflarını belirlemeyi ve seyir sınıfı üyeliği ile ilişkili faktörleri incelemeyi amaçlamıştır. Bu tek merkezli boylamsal gözlemsel çalışmaya, Ocak 2024 ile Ocak 2026 arasında Linquan County People’s Hospital'a kabul edilen 260 AMI hastası dahil edilmiştir. Çalışma başlangıcı, başarılı acil tedavi ve bilincin geri kazanılmasından sonraki zaman noktası olarak tanımlanmıştır. Hemşirelik bağımlılığı; başlangıçta (T1), yatıştan sonraki 3. günde (T2), taburculukta (T3) ve taburculuktan 1 ay sonra (T4) Bakım Bağımlılığı Ölçeği (CDS) kullanılarak değerlendirilmiştir. Belirgin boylamsal seyir sınıflarını belirlemek için büyüme karışım modellemesi kullanılmıştır. Seyir sınıfı üyeliği ile bağımsız olarak ilişkili faktörleri belirlemek amacıyla klinik ve psikososyal özellikler daha sonra çok terimli lojistik regresyon kullanılarak değerlendirilmiştir. Dört farklı hemşirelik bağımlılığı seyri belirlenmiştir: Yüksek Bağımsızlık-Yavaş İyileşme Tipi (C1, n = 66, %25,4), Orta Bağımlılık-Hızlı Kötüleşme Tipi (C2, n = 54, %20,8), Yüksek Bağımlılık-Belirgin İyileşme Tipi (C3, n = 90, %34,6) ve Yüksek Bağımlılık-Yavaş Kötüleşme Tipi (C4, n = 50, %19,2). Yaş, medeni durum, depresif ve anksiyete semptomları, sosyal destek ve altta yatan hastalık öyküsünün, seyir üyeliği ile sınıfa özgü bağımsız ilişkiler gösterdiği saptanmıştır. Hemşirelik bağımlılığı, AMI olan hastalar arasında önemli bir bireyler arası heterojenlik göstermiş ve dört farklı boylamsal seyir belirlenmiştir. Seyir sınıfı üyeliği ile ilişkili faktörler, daha yakın hemşirelik değerlendirmesi ve bireyselleştirilmiş takip gerektiren hastaların belirlenmesine yardımcı olabilir; ancak bu faktörleri hedefleyen girişimlerin etkinliği prospektif değerlendirme gerektirmektedir.
Giriş
Akut miyokard enfarktüsü (AMI), genellikle koroner arterin aniden tıkanmasıyla meydana gelir ve bu durum miyokard kan akışının belirgin şekilde azalmasıyla veya kesilmesiyle sonuçlanarak ardından miyokard nekrozuna yol açar. Bozulmuş miyokard fonksiyonu ve akut komplikasyonlar, kısa ve uzun vadeli sonuçları önemli ölçüde etkileyebildiği için AMI, yaşamı tehdit eden başlıca kardiyovasküler durumlar arasında yer almaya devam etmektedir1. Perkütan koroner girişim ve trombolitik tedavi dahil olmak üzere reperfüzyon stratejileri, koroner kan akışını yeniden sağlayabilir ve AMI'nin akut yönetimini önemli ölçüde iyileştirmiştir. Buna rağmen, başarılı akut tedaviden sonra bile bazı hastalar öz bakım ve günlük yaşam aktivitelerinde kısıtlamalar yaşamaya devam etmekte ve dolayısıyla çeşitli düzeylerde hemşirelik desteğine ihtiyaç duymaktadır2.
Hemşirelik bağımlılığı; hastaların yaşam kalitesini, sosyal katılımını, fonksiyonel iyileşmesini ve genel rehabilitasyon sürecini etkileyebilir3. Önceki AMI araştırmaları ağırlıklı olarak tanısal ve terapötik stratejilere, komplikasyonların önlenmesi ve yönetimine ve prognostik faktörlere odaklanmıştır. Perkütan koroner girişim sonrası koroner kalp hastalığı olan hastalarda yapılan önceki kesitsel araştırmalar; kırılganlık, öz-yeterlilik ve psikolojik durumun bakım bağımlılığı ile ilişkili faktörler olduğunu belirlemiştir; ancak tek bir zaman noktasında yapılan değerlendirme, hasta içi bağımlılık değişimlerini karakterize edemez veya zaman içindeki heterojen iyileşme modellerini ayırt edemez4. Hemşirelik bağımlılığını dört farklı zaman noktasında tekrarlayan şekilde değerlendiren ve büyüme karışım modellemesini uygulayan mevcut çalışma, belirgin boylamsal yörüngelere sahip gizli hasta alt gruplarını tanımlayarak önceki statik analizleri genişletmektedir. Bu heterojen modellerin belirlenmesi, klinisyenlerin farklı rehabilitasyon profillerine sahip hastaları tanımasına yardımcı olabilir ve bireyselleştirilmiş hemşirelik değerlendirmesi, takip ve destekleyici bakım için bir temel oluşturabilir.
Buna bağlı olarak, bu çalışma, AMI'li hastalarda acil tedavi sonrası başlangıç noktasından taburculuktan 1 ay sonrasına kadar belirgin boylamsal hemşirelik bağımlılığı sınıflarını tanımlamayı ve yörünge sınıfı üyeliği ile ilişkili demografik, klinik ve psikososyal faktörleri incelemeyi amaçlamıştır. Çalışmanın keşifsel doğası gereği, spesifik yörünge sınıflarına ilişkin herhangi bir yönlü hipotez önceden belirlenmemiştir.
Protokol
Çalışma, Çin'in Anhui eyaletinin Fuyang şehrinde bulunan Linquan County Halk Hastanesi Acil Tıp Bölümü'nde gerçekleştirilmiştir. Çalışma protokolü, Linquan County Halk Hastanesi Etik Kurulu tarafından incelenmiş ve onaylanmıştır (Onay No. 24XNLC-HL1015). Kayıt öncesinde tüm katılımcılardan yazılı bilgilendirilmiş onam alınmıştır. İnsan katılımcıları içeren tüm prosedürler, kurumsal etik gerekliliklere ve geçerli etik ilkelere uygun olarak yürütülmüştür.
Çalışma ortamı ve katılımcıların belirlenmesi
Çalışma, Çin'in Anhui eyaleti Fuyang şehrindeki Linquan İlçe Halk Hastanesi Acil Tıp Bölümü'nde tek merkezli boylamsal gözlemsel bir araştırma olarak yürütülmüştür. Katılımcılar Ocak 2024 ile Ocak 2026 tarihleri arasında seçilmiş ve acil tedavi sonrası başlangıç noktasından taburcu olduktan 1 ay sonrasına kadar takip edilmiştir.
Akut miyokard enfarktüsü (AMI) nedeniyle yatırılan uygun hastaları belirlemek için kolaylıklı örnekleme yöntemi kullanılmıştır. Tüm potansiyel katılımcılara aynı uygunluk kriterleri ve tarama prosedürleri uygulanmıştır. Kolaylıklı örnekleme seçim yanlılığına yol açabileceği için, bulguların genellenebilirliği yorumlanırken bu potansiyel yanlılık kaynağı dikkate alınmıştır.
Toplam 287 hasta taranmış ve bunlardan 27'si çalışmaya dahil edilmemiştir. Sekiz hasta daha önce miyokard enfarktüsüsü geçirmiş, altı hasta bilinç kaybı veya kognitif fonksiyon bozukluğu nedeniyle çalışma değerlendirmelerini tamamlayamamış, beş hastada diğer organik kalp hastalıkları, dört hastada malign tümörler, çoklu organ yetmezliği veya diğer şiddetli sistemik hastalıklar saptanmış ve dört hasta katılımı reddetmiştir. Geriye kalan 260 hasta çalışmaya dahil edilmiştir.
Uygunluk kriterleri ve başlangıç tanımı
Hastalar; kesinleşmiş AMI klinik tanısı olan, ilk miyokard enfarktüs atağını geçiren, ≥18 yaşında olan, çalışma değerlendirmelerini anlayabilecek ve tamamlayabilecek düzeyde bilinci ve bilişsel fonksiyonları yerinde olan ve yazılı bilgilendirilmiş onam veren kişiler arasından seçilmiştir. Diğer organik kalp hastalıkları, malign tümörler, çoklu organ yetmezliği veya diğer şiddetli sistemik organik hastalıkları olan hastalar çalışma dışı bırakılmıştır.
Önceki enfarktüs, daha önce yapılmış revaskülarizasyon, kronik post-enfarktüs fonksiyonel bozukluk ve öz bakım veya rehabilitasyondaki mevcut adaptasyonların tamamı başlangıç hemşirelik bağımlılığını ve sonraki seyir modellerini bağımsız olarak etkileyebileceğinden, heterojenliği azaltmak amacıyla kayıtlar sadece ilk kez miyokard enfarktüsü geçiren hastalarla sınırlandırılmıştır.
T1, başarılı acil tedavi ve bilincin geri kazanılmasının ardından, katılımcının gerekli değerlendirmeleri güvenilir bir şekilde tamamlayabildiği zaman noktası olarak tanımlanmıştır.
Demografik ve kardiyovasküler ilişkili klinik veri toplama
Yaş, cinsiyet, vücut kitle indeksi (BMI), medeni durum, kalp fonksiyon sınıflandırması, miyokard enfarktüs tipi, reperfüzyon tedavi stratejisi ve altta yatan hastalık geçmişini toplamak için çalışmaya özgü genel bir bilgi anketi kullanılmıştır. Demografik ve psikososyal bilgiler, uygun şekilde anket değerlendirmesi ve tıbbi kayıt incelemesi yoluyla elde edilmiştir. Kalp fonksiyon sınıflandırması, miyokard enfarktüs tipi, reperfüzyon stratejisi ve altta yatan hastalık geçmişi dahil olmak üzere kardiyovaskülerle ilgili klinik özellikler, önceden tanımlanmış tanımlamalar kullanılarak indeks hastaneye yatış tıbbi kayıtlarından çıkarılmıştır. Kalp fonksiyon sınıflandırması, indeks hastaneye yatış tıbbi kaydından çıkarılmış ve analiz için Sınıf I–II veya Sınıf III–IV olarak gruplandırılmıştır. Miyokard enfarktüs tipi, indeks hastaneye yatış sırasında kaydedilen tanıya göre ST segment yükselmeli miyokard enfarktüsü (STEMI) veya ST segment yükselmesiz miyokard enfarktüsü (NSTEMI) olarak sınıflandırılmıştır. Altta yatan hastalık geçmişi, "evet" seçeneği tıbbi geçmişte önceden tanımlanmış en az bir kronik komorbid durumun belgelendiğini belirtecek şekilde; hayır (0) veya evet (1) olarak dikotomik olarak kodlanmıştır.
Perkütan koroner girişim (PCI) ve trombolitik tedavi, planlanan tedavi programından ziyade indeks hastanede yatış süresince fiilen alınan tedaviye göre kaydedilmiştir. Yaş ve BMI için orijinal sürekli değerler istatistiksel analiz için korunmuştur.
Tekrarlanan hemşirelik bağımlılık değerlendirmesi
Bakım Bağımlılık Ölçeği (CDS5) T1 zamanında uygulanmıştır. Ölçek 15 maddeden oluşmaktadır. Her madde 1 (tamamen bağımlı) ile 5 (neredeyse bağımsız) arasında puanlanmış ve toplamda 15 ile 75 arasında bir skor elde edilmiştir. Yüksek puanlar, daha fazla bağımsızlığı ve daha düşük hemşirelik bakım bağımlılığını göstermiştir. Kabul görmüş CDS sınıflandırmasına göre, 60–69 arası puanlar sınırlı düzeyde bakım bağımlılığını, 70–75 arası puanlar ise neredeyse bağımsızlığı göstermektedir; bu nedenle, mevcut çalışmada toplam CDS skorunun <70 olması hemşirelik bakım bağımlılığının göstergesi olarak kabul edilmiştir4,5.
CDS değerlendirmesi, yatıştan sonraki 3. günde (T2), taburculukta (T3) ve taburculuktan 1 ay sonra (T4) tekrarlandı. Ölçüm tutarsızlığını en aza indirmek için tüm değerlendirmelerde aynı talimatlar, madde sırası, puanlama kuralları ve yardım prosedürleri kullanıldı. T4 değerlendirmesi, planlanan 1 aylık taburculuk sonrası takip sırasında, ya poliklinikte yüz yüze ya da yüz yüze ziyaretin mümkün olmadığı durumlarda telefonla gerçekleştirildi. Her iki ortamda da, araştırma ekibinin eğitimli bir üyesi tüm CDS maddelerini aynı standart talimatlar, madde sırası ve puanlama kriterlerini kullanarak uyguladı.
Kaydedilen 260 katılımcının tamamı dört zaman noktasının hepsinde CDS'yi tamamlamış olup, 1 aylık gözlem süreci boyunca takip kaybı yaşanmamıştır.
Temel psikososyal değerlendirme
17 maddelik Hamilton Depresyon Derecelendirme Ölçeği (HAMD-17)6 T1 zaman noktasında bir kez uygulandı. 1–3, 7–11, 15 ve 17. maddeler 0 ile 4 arasında, 4–6, 12–14 ve 16. maddeler ise 0 ile 2 arasında puanlandı. Madde puanları toplanarak 0 ile 54 arasında bir toplam puan elde edildi ve yüksek puanlar daha şiddetli depresif semptomları belirtti.
Yaygın Anksiyete Bozukluğu-7 (GAD-7)7 ölçeği T1 zaman noktasında bir kez uygulanmıştır. Yedi maddenin her biri 0 (hiç) ile 3 (neredeyse her gün) arasında puanlanmış ve sonuç olarak 0 ile 21 arasında değişen toplam bir puan elde edilmiştir. Daha yüksek puanlar, daha şiddetli anksiyete semptomlarını göstermiştir.
Sosyal Destek Derecelendirme Ölçeği (SSRS)8 T1 zamanında bir kez uygulanmıştır. Ölçek 10 maddeden oluşmaktadır. 1–4 ve 8–10 arasındaki maddeler 1 ile 4 arası 4'lü bir ölçekle değerlendirilmiş; 5. madde bildirilen destek düzeyine göre 1 ile 4 arasında puanlanmış; 6 ve 7. maddeler ise mevcut destek kaynaklarının sayısına göre puanlanmıştır. Toplam puan 12 ile 66 arasında değişmekte olup, yüksek puanlar daha fazla sosyal desteği göstermektedir.
Tüm CDS ve psikososyal değerlendirmeler, araştırma ekibinin eğitimli üyeleri tarafından uygulanmış veya denetlenmiştir. Katılımcıların kaydedilmesinden önce değerlendiriciler; anket uygulaması, madde yorumlama, izin verilen yardım ve puanlama prosedürleri konularında standart eğitim almışlardır. Çalışma boyunca aynı standart talimatlar, madde sırası ve puanlama kriterleri kullanılmıştır. Her zaman noktasında bireysel bir katılımcıyı değerlendirmek için aynı değerlendiricinin olması gerekmemiştir; değerlendiriciler arasındaki tutarlılık, standart eğitim ve tek tip değerlendirme prosedürleri ile sağlanmıştır. Katılımcılardan, mümkün olduğu her durumda anketleri bağımsız olarak doldurmaları istenmiştir. Katılımcıların okuma, anlama veya yazma konusunda zorluk yaşadığı durumlarda; cevaplar önerilmeden, maddeler katılımcı adına yorumlanmadan veya katılımcının cevapları değiştirilmeden standart bire bir yardım sağlanmıştır.
Veri kalite kontrolü ve eksik verilerin yönetimi
Anket uygulaması öncesinde katılımcılar; çalışma amacı, tamamlama prosedürleri ve gizlilik gereklilikleri hakkında bilgilendirildi. Tüm katılımcılar için standardize edilmiş talimatlar ve özdeş değerlendirme prosedürleri kullanıldı. Tamamlanan anketler, boş bırakılan veya açıkça geçersiz olan girişler için hemen kontrol edildi. Bir maddeye cevap verilmediğinde, katılımcıdan boş bırakılan maddeyi gözden geçirmesi ve istekli olması durumunda bir yanıt vermesi istendi. Anket yardımı gerektiğinde, çalışma personeli katılımcı adına yanıt önermedi, yorumlamadı veya yanıt sağlamadı. Klinik değişkenler önceden tanımlanmış tanımlar kullanılarak çıkarıldı ve tamamlanan formlar veri girişinden önce doğrulandı.
Toplam 260 katılımcının tamamı T1–T4 zaman dilimlerinde CDS değerlendirmelerini tamamlamış olup, takip kaybı yaşanmamıştır. Boylamsal CDS verileri ile raporlanan analizlere dahil edilen demografik, klinik ve psikososyal değişkenler eksiksizdir. Bu nedenle, analizlere 260 katılımcının tamamı dahil edilmiş ve herhangi bir veri imputasyonu gerekmemiştir.
Boylamsal CDS skorlarının büyüme karışım modellemesi
Büyüme karışım modellemesi (GMM), Mplus versiyon 8.3 kullanılarak gerçekleştirilmiştir. CDS_T1, CDS_T2, CDS_T3 ve CDS_T4 sürekli belirgin değişkenler olarak girilerek, kovaryantlar içermeyen koşulsuz bir GMM uygulanmıştır.
Bir ila beş sınıflı çözümler, dayanıklı maksimum olabilirlik kestirimi (MLR) kullanılarak sırayla uyduruldu. Yerel bir maksimuma yakınsama riskini azaltmak için 1.000 rastgele başlangıç değeri seti oluşturuldu ve en iyi 200 set final aşama optimizasyonu için saklandı. Her çözüm için normal sonlanma, rastgele başlangıçlar boyunca en iyi log-olabilirlik değerinin tekrarlanması ve kabul edilemez parametre kestirimlerinin bulunmadığı doğrulandı.
Her bir çözüm için Akaike Bilgi Kriteri (AIC), Bayesyen Bilgi Kriteri (BIC), örneklem boyutuna göre ayarlanmış BIC (aBIC), entropi, Lo-Mendell-Rubin ayarlanmış olabilirlik oran testi (LMR-LRT) ve bootstrap olabilirlik oran testi (BLRT) kaydedilmiştir. Daha düşük AIC, BIC ve aBIC değerleri daha iyi bağıl model uyumuna işaret ederken, 1'e daha yakın entropi değerleri daha net sınıf ayrımını göstermiştir.
Her bir k-sınıf çözümü, LMR-LRT ve BLRT kullanılarak karşılık gelen k − 1 çözümü ile karşılaştırıldı. Final model, yalnızca azalan bilgi kriterlerine dayanarak seçilmedi; yakınsama kararlılığı, sınıf büyüklüğü, posterior üyelik olasılıkları, tutumluluk ve klinik yorumlanabilirlik de dikkate alındı. Her bir katılımcı, en yüksek posterior üyelik olasılığına sahip sınıfa atandı ve sınıf spesifik ortalama posterior olasılıklar, sınıflandırma kalitesine dair ek bir ölçüt olarak hesaplandı.
Tekrarlanan CDS ölçümlerinin analizi
Genel kohortta T1, T2, T3 ve T4 zamanlarındaki CDS skorlarındaki katılımcı içi değişimleri değerlendirmek için, değerlendirme zamanı denek içi faktör olarak belirlenmiş tek yönlü tekrarlı ölçümler varyans analizi (RM-ANOVA) uygulanmıştır. Yaklaşık normallik ve küresellik varsayımları değerlendirilmiştir. Küresellik, Mauchly testi kullanılarak değerlendirilmiş ve küresellik varsayımı ihlal edildiğinde Greenhouse–Geisser düzeltmeli sonuçlar kullanılmıştır. Tüm testler çift yönlüydü ve P < 0.05 istatistiksel olarak anlamlı kabul edildi.
Yörünge sınıfları genelinde tek değişkenli karşılaştırmalar
GMM dışındaki analizler IBM SPSS Statistics sürüm 26.0 kullanılarak gerçekleştirilmiştir. Yaş, BMI, HAMD-17, SSRS ve GAD-7 skorları, kategorizasyon yapılmadan sürekli değişkenler olarak analiz edilmiştir.
Yaklaşık olarak normal dağılım gösteren sürekli değişkenler, ortalama ± standart sapma olarak ifade edilmiş ve tek yönlü varyans analizi kullanılarak dört trajektör sınıfı arasında karşılaştırılmıştır. Kategorik değişkenler, katılımcı sayıları olarak ifade edilmiş ve Pearson ki-kare testi kullanılarak karşılaştırılmıştır. Tüm P değerleri çift yönlüdür ve başlangıç çok değişkenli modeline dahil edilecek değişkenlerin belirlenmesi için eşik değer olarak P < 0,05 kullanılmıştır.
Tek değişkenli analizde yaş, medeni durum, kardiyak fonksiyon sınıflandırması, miyokard enfarktüs tipi, PCI, trombolitik tedavi, HAMD-17 skoru, SSRS skoru, GAD-7 skoru ve altta yatan hastalık geçmişi P < 0.05 kriterini karşılamış ve bu nedenle başlangıç çok değişkenli modeline dahil edilmiştir. Cinsiyet ve BMI bu kriteri karşılamamıştır.
Multinomial lojistik regresyon ve model tanıları
Dört yörünge sınıfı nominal bir sonuç olarak değerlendirildi ve ikili lojistik regresyon yerine çok terimli lojistik regresyon uygulandı. C1 (Yüksek Bağımsızlık-Yavaş İyileşme) referans sonuç kategorisi olarak belirlendi.
Tek değişkenli analizlerde P < 0,05 olan tüm değişkenler başlangıç modeline dahil edildi. Ardından, P > 0,10 gösteren değişkenlerin sırayla çıkarıldığı geri adımye olasılık oranı seçimi uygulandı. İstatistiksel olarak anlamlı temel etkiler final modelinde tutuldu.
Çoklu doğrusal bağımlılık (multicollinearity), tolerans ve varyans şişirme faktörü (VIF) değerleri kullanılarak değerlendirilmiştir. Nihai analizde, tolerans değerleri yaklaşık 0,81 ile 0,97 arasında, VIF değerleri ise 1,03 ile 1,24 arasında değişmiş olup, bu durum önemli bir çoklu doğrusal bağımlılığın olmadığını göstermektedir.
Aşırı uyum (overfitting) riskini azaltmak için etkileşim testleri, önceden belirlenmiş klinik olarak makul terimlerle sınırlandırılmıştır. Üç önceden belirlenmiş etkileşim—yaş × altta yatan hastalık öyküsü, medeni durum × SSRS puanı ve HAMD-17 puanı × GAD-7 puanı—olabilirlik oranı testleri kullanılarak ayrı ayrı değerlendirilmiştir. İlgili P değerleri sırasıyla 0,655, 0,301 ve 0,908 olarak bulunmuştur; bu nedenle etkileşim terimlerinin hiçbiri modelde tutulmamıştır.
Genel model performansı; yalnızca kesişim terimini içeren modele karşı olasılık oranı testi; Pearson ve sapma uyum iyiliği testleri; Cox-Snell, Nagelkerke ve McFadden pseudo-R2 istatistikleri; sınıflandırma doğruluğu; yakınsama ve tam veya yarı-tam ayrışma değerlendirmesi kullanılarak analiz edilmiştir.
C2'ye karşı C1, C3'e karşı C1 ve C4'e karşı C1 karşılaştırmaları için tüm nihai öngörücülerin %95 güven aralıkları (CIs) ile birlikte düzeltilmiş odds oranları (ORs) rapor edilmiştir. Geniş güven aralıkları, büyük etki büyüklüklerinin kesin kanıtı olarak değil, sınırlı hassasiyete işaret ettiği şeklinde yorumlanmıştır.
Örneklem büyüklüğü değerlendirmeleri ve raporlama
GMM'ye tek bir evrensel örneklem büyüklüğü eşiği uygulanmamıştır. Örneklem yeterliliği; model karmaşıklığı, sınıf oranları, sınıf ayrımı, eksik veri modelleri, entropi, posteryor olasılıklar ve yakınsama ile ilişkilendirilerek değerlendirilmiştir9.
Çalışma, önceden belirlenmiş alım süreci boyunca mevcut olan uygun popülasyona dayalı keşifsel bir boylamsal araştırma olduğu için önceden herhangi bir simülasyon tabanlı güç hesaplaması yapılmamıştır. Nihai dört sınıflı çözüm 66, 54, 90 ve 50 katılımcıdan oluşmuş ve 0,871 ile 0,927 arasında değişen ortalama posterior olasılıklar ile 0,879'luk bir entropi değeri sağlamıştır.
Multinomiyal lojistik regresyon için örneklem yeterliliği, her bir sonuç kategorisindeki katılımcı sayısı ve aday öngörücü parametrelerin sayısı açısından değerlendirildi10. Bazı yörünge sınıfları nispeten küçük olduğu için, regresyon analizi kesin bir öngörü modeli geliştirilmesinden ziyade, keşifsel bir ilişkilendirme analizi olarak yorumlanmıştır.
Gözlemsel çalışma; çalışma tasarımı, ortam, katılımcı akışı, veri kaynakları, potansiyel yanlılık kaynakları, çalışma büyüklüğü, istatistiksel yöntemler, eksik verilerin yönetimi, ana sonuçlar, kısıtlılıklar ve genellenebilirliği kapsayacak şekilde, Epidemiyolojide Gözlemsel Çalışmaların Raporlanmasının Güçlendirilmesi (STROBE) çerçevesine uygun olarak raporlanmıştır.
Sonuçlar
Katılımcı akışı ve tamamlanma oranı
Alım süreci boyunca, AMI olan 287 hasta uygunluk açısından değerlendirildi. Yirmi yedi hasta çalışmaya dahil edilmedi: sekizi daha önce miyokard enfarktüs geçirmişti, altısı bilinç veya bilişsel fonksiyon bozukluğu nedeniyle çalışma değerlendirmelerini tamamlayamadı, beşinde diğer organik kalp hastalıkları vardı, dördünde malign tümörler, çoklu organ yetmezliği veya diğer ciddi sistemik hastalıklar mevcuttu ve dördü katılımı reddetti. Geriye kalan 260 katılımcı çalışmaya girdi, taburculuktan sonraki 1. aya kadar olan dört CDS değerlendirmesinin tamamını tamamladı ve final GMM ile sonraki analizlere dahil edildi. Bildirilen analizlerde, eksik boylamsal CDS değeri, takip kaybı veya imputasyon gerektiren eksik demografik, klinik veya psikososyal veri bulunmamaktaydı.
Dört sınıflı GMM seçimi
Uyum indeksleri, tek sınıflı çözümden dört sınıflı çözüme doğru kademeli olarak iyileşmiştir (Tablo 1). Dört sınıflı çözüm; AIC = 6978.826, BIC = 7047.822, aBIC = 6978.741, entropy = 0.879, LMR-LRT P = 0.027 ve BLRT P < 0.001 değerlerini vermiştir. Model tarafından tahmin edilen sınıf oranları %25.8, %21.0, %34.1 ve %19.1 olarak belirlenmiştir. Beşinci bir sınıf eklendiğinde AIC, BIC ve aBIC değerleri sırasıyla hafifçe azalarak 6963.213, 7038.208 ve 6962.613'e düşmüş, entropy ise 0.912'ye yükselmiştir. Ancak, ne LMR-LRT (P = 0.128) ne de BLRT (P = 0.063) istatistiksel olarak anlamlı bir iyileşme göstermiştir. Ayrıca, beşinci sınıf örneğin yalnızca %6.4'ünü oluşturmuştur. Bu nedenle, model uyumu, stabilitesi, yalınlığı, sınıf boyutu ve klinik yorumlanabilirlik açısından tercih edilen dengeyi sağladığı için dört sınıflı model tercih edilmiştir.
Yakınsama ve sınıflandırma kalitesi
Dört sınıflı çözüm normal şekilde sonlandı ve optimal log-olabilirlik, rastgele başlangıçlar genelinde 18 kez tekrarlandı. Kabul edilemez parametre tahminleri gözlemlenmedi. En olası sınıf üyeliği için ortalama posterior olasılıklar C1 için 0,914, C2 için 0,889, C3 için 0,927 ve C4 için 0,871 olarak belirlendi; bu değerler kabul edilebilir bir sınıf ayrımına işaret etmektedir.
Zaman içindeki genel hemşirelik bağımlılığı
Genel ortalama CDS skorları T1'de 48,28 ± 10,25, T2'de 54,16 ± 14,33, T3'te 52,82 ± 12,17 ve T4'te 56,58 ± 15,15 olarak belirlendi. Tek yönlü tekrarlanan ölçümler ANOVA, dört değerlendirme zaman noktası arasında CDS skorlarında genel olarak anlamlı bir fark olduğunu göstermiştir (F = 13,692, P < 0,001). Grup düzeyinde CDS skorları 3. güne kadar artmış, taburculukta hafifçe azalmış ve taburculuktan 1 ay sonra tekrar artış göstermiştir. Daha geç zaman noktalarında gözlemlenen daha yüksek değişkenlik, genel ortalama paterninin katılımcılar arasındaki önemli heterojenliği maskelediğini düşündürmektedir.
Yörünge modelleri
Sınıf ataması büyük olasılıkla dört farklı seyir belirlemiştir: C1, Yüksek Bağımsızlık-Yavaş İyileşme (n = 66, %25,4); C2, Orta Düzey Bağımlılık-Hızlı Kötüleşme (n = 54, %20,8); C3, Yüksek Bağımlılık-Önemli İyileşme (n = 90, %34,6) ve C4, Yüksek Bağımlılık-Yavaş Kötüleşme (n = 50, %19,2; Şekil 1). T1–T4 zaman noktalarında C1 için ortalama CDS skorları sırasıyla 55,50, 59,00, 60,00 ve 64,00; C2 için 50,00, 49,00, 39,00 ve 39,00; C3 için 43,22, 59,35, 61,86 ve 70,90; C4 için ise 46,00, 44,00, 42,00 ve 40,00 olarak belirlenmiştir.
Tek değişkenli sınıf karşılaştırmaları
Yaş, C1–C4 arasında anlamlı farklılık göstermiştir (sırasıyla 58.20 ± 7.80, 61.50 ± 7.40, 55.80 ± 7.60 ve 63.10 ± 7.20 yıl; F = 12.572, P < 0.001; Tablo 2). BMI, sınıflar arasında anlamlı bir farklılık göstermemiştir (sırasıyla 23.60 ± 2.70, 23.40 ± 2.80, 23.80 ± 2.90 ve 23.50 ± 2.60 kg/m2; F = 0.270, P = 0.847) ve cinsiyet dağılımı da benzerdir (χ2 = 0.142, P = 0.986). Medeni durum (χ2 = 14.749, P = 0.002), kalp fonksiyon sınıflandırması (χ2 = 15.283, P = 0.002), miyokard enfarktüs tipi (χ2 = 15.035, P = 0.002), PCI (χ2 = 12.863, P = 0.005), trombolitik tedavi (χ2 = 15.622, P = 0.001) ve altta yatan hastalık öyküsü (χ2 = 27.903, P < 0.001) için anlamlı farklar gözlemlenmiştir.
Ortalama HAMD-17 skorları C1–C4 arasında sırasıyla 10.80 ± 2.70, 13.10 ± 2.90, 11.20 ± 2.60 ve 14.10 ± 3.00 idi (F = 19.040, P < 0.001). Ortalama SSRS skorları sırasıyla 43.00 ± 4.80, 38.50 ± 5.00, 42.00 ± 4.90 ve 36.80 ± 5.10 (F = 20.742, P < 0.001) ve ortalama GAD-7 skorları ise sırasıyla 9.50 ± 2.50, 12.10 ± 2.80, 10.00 ± 2.60 ve 13.70 ± 3.00 idi (F = 30.585, P < 0.001).
Final çok terimli regresyon
Aday öngördürücüler Tablo 3'te gösterildiği şekilde kodlanmıştır. Geriye dönük olabilirlik oranı seçimi sonucunda yaş, medeni durum, HAMD-17, SSRS, GAD-7 ve altta yatan hastalık öyküsü final multinominal lojistik regresyon modelinde yer almıştır (Tablo 4). C2 ile C1 karşılaştırmasında, evli olmak C2 üyeliği olasılığının daha düşük olmasıyla ilişkiliyken (düzeltilmiş OR = 0.241, 95% CI = 0.095–0.612, P = 0.003); daha yüksek HAMD-17 skorları (OR = 1.324, 95% CI = 1.121–1.564), daha yüksek GAD-7 skorları (OR = 1.374, 95% CI = 1.160–1.626), daha düşük SSRS skorları (OR = 0.787, 95% CI = 0.711–0.871) ve altta yatan hastalık öyküsü (OR = 3.107, 95% CI = 1.212–7.968) C2 üyeliği ile ilişkili bulunmuştur. Yaş, bu karşılaştırmada istatistiksel olarak anlamlı değildir (P = 0.089). C3 ile C1 karşılaştırmasında ise yaş, istatistiksel olarak anlamlı kalan tek öngördürücüdür (OR = 0.954, 95% CI = 0.912–0.997, P = 0.036).
C4 ile C1 karşılaştırıldığında; ileri yaş (OR = 1.077, 95% CI = 1.005–1.154), bekar olma durumu (evli: OR = 0.248, 95% CI = 0.085–0.720), daha yüksek HAMD-17 skorları (OR = 1.466, 95% CI = 1.214–1.772), daha düşük SSRS skorları (OR = 0.727, 95% CI = 0.646–0.819), daha yüksek GAD-7 skorları (OR = 1.605, 95% CI = 1.318–1.955) ve altta yatan hastalık öyküsü (OR = 4.454, 95% CI = 1.511–13.134) C4 üyeliği ile ilişkili bulunmuştur.
Model tanıları
Nihai multinomial model, yalnızca kesişim içeren modele (likelihood-ratio χ2 = 190.966, df = 18, P < 0.001) kıyasla anlamlı bir iyileşme sağlamıştır. Pearson (χ2 = 745.020, df = 759, P = 0.635) ve devians (χ2 = 515.576, df = 759, P > 0.999) uyum iyiliği testleri, model uyumunun zayıf olduğuna dair bir gösterge sunmamıştır. Cox-Snell, Nagelkerke ve McFadden pseudo-R2 değerleri sırasıyla 0.520, 0.557 ve 0.270 olarak saptanmış ve sınıflandırma doğruluğu %53.1 olarak bulunmuştur. Model yedi iterasyon sonrası yakınsamış; tam veya yarı-tam ayrışmaya dair herhangi bir kanıt gözlemlenmemiştir. Altta yatan hastalık öyküsüne ilişkin bazı tahminler nispeten geniş %95 güven aralıklarına (CI) sahip olup, bu durum sınırlı kesinliğe işaret etmekte ve söz konusu ilişkilerin ihtiyatlı bir şekilde yorumlanmasını desteklemektedir.
VERİ KULLANILABİLİRLİĞİ:
Bu çalışmanın bulgularını destekleyen ham veriler, makale ile birlikte Ek Dosya 1 olarak sunulmuştur.
Şekil 1: Akut miyokard enfarktüsü olan hastalarda hemşirelik bağımlılığının boylamsal seyirleri. GMM ile belirlenen dört latent seyir sınıfı şunlardır: Yüksek Bağımsızlık-Yavaş İyileşme (C1, n = 66, %25,4), Orta Derece Bağımlılık-Hızlı Kötüleşme (C2, n = 54, %20,8), Yüksek Bağımlılık-Önemli İyileşme (C3, n = 90, %34,6) ve Yüksek Bağımlılık-Yavaş Kötüleşme (C4, n = 50, %19,2). T1, başarılı acil tedavi ve bilincin geri kazanılmasından sonraki başlangıç aşamasını; T2, yatıştan sonraki 3. günü; T3, taburculuğu ve T4, taburculuktan 1 ay sonrasını temsil eder. y-ekseni, sınıfa özgü ortalama CDS skorunu temsil eder; daha yüksek skorlar daha fazla bağımsızlığı ve daha düşük hemşirelik bağımlılığını gösterir. Kısaltmalar: AMI = akut miyokard enfarktüsü; CDS = Bakım Bağımlılık Ölçeği; GMM = büyüme karışım modellemesi. Bu şeklin daha büyük bir versiyonunu görüntülemek için lütfen buraya tıklayın.
| Model | AIC | BIC | aBIC | Entropi | LMR-LRT p değeri | BLRT p değeri | Sınıf oranı (%) |
| 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 |
Tablo 1: Hemşirelik bağımlılığı yörüngelerinin bir ila beş sınıflı büyüme karışım modelleri için uyum indeksleri. Daha düşük bilgi kriteri değerleri daha iyi göreli model uyumuna işaret ederken, 1'e daha yakın olan entropi değerleri daha net sınıf ayrımını gösterir. LMR-LRT ve BLRT, k sınıflı bir modeli karşılık gelen k − 1 modelliyle karşılaştırır. Sınıf oranları model tarafından tahmin edilen oranlardır; nihai katılımcı sayıları ve yüzdeleri, en olası posterior sınıf atamasına dayanmaktadır. Kısaltmalar: AIC = Akaike Bilgi Kriteri; BIC = Bayesyen Bilgi Kriteri; aBIC = örneklem boyutuna göre ayarlanmış Bayesyen Bilgi Kriteri; LMR-LRT = Lo-Mendell-Rubin ayarlanmış olabilirlik oranı testi; BLRT = bootstrap olabilirlik oranı testi.
| Öğe | Sınıflandırma | Yüksek Bağımsızlık-Yavaş İyileşme (C1) (n = 66) | Orta Dereceli Bağımlılık-Hızlı Kötüleşme (C2) (n = 54) | Yüksek Bağımlılık-Belirgin İyileşme (C3) (n = 90) | Yüksek Bağımlılık-Yavaş Kötüleşme (C4) (n = 50) | İstatistik | P değer |
| Yaş (yıl) | − | 58.20 ± 7.80 | 61.50 ± 7.40 | 55.80 ± 7.60 | 63.10 ± 7.20 | 12.572 | <0.001 |
| Cinsiyet | Erkek | 43 | 35 | 58 | 31 | 0.142 | 0.986 |
| Dişi | 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 |
| Medeni durum | Evli | 46 | 24 | 64 | 25 | 14.749 | 0.002 |
| Bekâr / Boşanmış / Dul | 20 | 30 | 26 | 25 | |||
| Kardiyak fonksiyon sınıflandırması | Sınıf I–II | 41 | 22 | 60 | 20 | 15.283 | 0.002 |
| Sınıf III–IV | 25 | 32 | 30 | 30 | |||
| Miyokard enfarktüsü tipi | ST segment yükselmesi | 50 | 35 | 44 | 37 | 15.035 | 0.002 |
| ST segment yükselmesi olmayan | 16 | 19 | 46 | 13 | |||
| Perkütan koroner girişim | Evet | 45 | 38 | 62 | 21 | 12.863 | 0.005 |
| Hayır | 21 | 16 | 28 | 29 | |||
| Trombolitik tedavi | Evet | 52 | 49 | 66 | 29 | 15.622 | 0.001 |
| Hayır | 14 | 5 | 24 | 21 | |||
| HAMD skoru | − | 10.80 ± 2.70 | 13.10 ± 2.90 | 11.20 ± 2.60 | 14.10 ± 3.00 | 19.04 | <0.001 |
| SSRS skoru | − | 43.00 ± 4.80 | 38.50 ± 5.00 | 42.00 ± 4.90 | 36.80 ± 5.10 | 20.742 | <0.001 |
| GAD-7 puanı | - | 9.50 ± 2.50 | 12.10 ± 2.80 | 10.00 ± 2.60 | 13.70 ± 3.00 | 30.585 | <0.001 |
| Altta yatan hastalıkların öyküsü | Evet | 20 | 32 | 28 | 34 | 27.903 | <0.001 |
| Hayır | 46 | 22 | 62 | 16 |
Tablo 2: Hemşirelik bağımlılığı yörünge sınıfları genelindeki özelliklerin tek değişkenli analizi. Sürekli değişkenler ortalama ± standart sapma olarak sunulmuştur ve tek yönlü varyans analizi kullanılarak karşılaştırılmıştır. Kategorik değişkenler katılımcı sayıları olarak sunulmuştur ve Pearson ki-kare testleri kullanılarak karşılaştırılmıştır. Tüm P değerleri dört yörünge sınıfı arasındaki iki yönlü genel karşılaştırmalardır. Kısaltmalar: BMI = vücut kitle indeksi; HAMD-17 = 17 maddelik Hamilton Depresyon Derecelendirme Ölçeği; SSRS = Sosyal Destek Derecelendirme Ölçeği; GAD-7 = Yaygın Anksiyete Bozukluğu-7; PCI = perkütan koroner girişim.
| Değişken | Ödev Açıklaması |
| Yaş | Orijinal değer olarak girildi |
| Medeni Durum | Bekâr/Boşanmış/Dul = 0; Evli = 1 |
| Kardiyak Fonksiyon Sınıflandırması | Sınıf Ⅰ, Ⅱ = 0; Sınıf Ⅲ, Ⅳ = 1 |
| Enfarktüs Tipi | ST yükselmesi olmayan = 0; ST yükselmesi olan = 1 |
| Girişimsel Tedavi | Hayır = 0; Evet = 1 |
| Trombolitik Tedavi | Hayır = 0; Evet = 1 |
| HAMD Skoru | Orijinal değer olarak girildi |
| SSRS Skoru | Orijinal değer olarak girildi |
| GAD-7 Puanı | Orijinal değer olarak girildi |
| Altta Yatan Hastalıkların Öyküsü | Hayır = 0; Evet = 1 |
Tablo 3: Multinominal lojistik regresyon için aday öngörücülerin kodlanması. Yaş, HAMD-17, SSRS ve GAD-7, orijinal sürekli değerleri kullanılarak girilmiştir. Dikotom değişkenler için, 0 olarak kodlanan kategori referans kategori olarak hizmet etmiştir: medeni durum için bekar/boşanmış/dul; kalp fonksiyonu Sınıf I–II; NSTEMI; PCI yok; trombolitik tedavi yok ve altta yatan hastalık öyküsü yok. Kısaltmalar: HAMD-17 = 17 maddelik Hamilton Depresyon Derecelendirme Ölçeği; SSRS = Sosyal Destek Derecelendirme Ölçeği; GAD-7 = Yaygın Anksiyete Bozukluğu-7; NSTEMI = ST segment yükselmesi olmayan miyokard enfarktüsü; PCI = perkütan koroner girişim.
| Grup Karşılaştırması | Değişken | β | SE | Wald χ² | P | Düzeltilmiş OR (%95 GA) |
| C2 vs C1 | Yaş | 0.052 | 0.03 | 2.885 | 0.089 | 1.053 (0.992–1.118) |
| Evli | −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) | |
| Altta yatan hastalıklar | 1.134 | 0.48 | 5.567 | 0.018 | 3.107 (1.212–7.968) | |
| C3 vs C1 | Yaş | −0.047 | 0.023 | 4.389 | 0.036 | 0.954 (0.912–0.997) |
| Evli | 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) | |
| Altta yatan hastalıklar | 0.019 | 0.374 | 0.003 | 0.959 | 1.020 (0.490–2.123) | |
| C4 vs C1 | Yaş | 0.074 | 0.035 | 4.438 | 0.035 | 1.077 (1.005–1.154) |
| Evli | −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) | |
| Altta yatan hastalıklar | 1.494 | 0.552 | 7.332 | 0.007 | 4.454 (1.511–13.134) |
Tablo 4: Hemşirelik bağımlılığı yörüngesi üyeliği ile ilişkili faktörlerin multinomiyal lojistik regresyon analizi. Referans sonuç kategorisi olarak C1, Yüksek Bağımsızlık-Yavaş İyileşme belirlenmiştir. C2'ye karşı C1, C3'e karşı C1 ve C4'e karşı C1 için düzeltilmiş OR'lar ve %95 GA'lar bildirilmiştir. Nihai ana etki modeli, geri doğru olabilirlik oranı seçimi kullanılarak elde edilmiştir. Nihai model, yalnızca kesişim içeren modele göre anlamlı bir iyileşme göstermiştir (olabilirlik oranı χ2 = 190,966, sd = 18, P < 0,001), Nagelkerke pseudo-R² ile2 0,557 ve %53,1'lik bir genel sınıflandırma doğruluğu. Kısaltmalar: OR = odds oranı; CI = güven aralığı; HAMD-17 = 17 maddelik Hamilton Depresyon Derecelendirme Ölçeği; SSRS = Sosyal Destek Derecelendirme Ölçeği; GAD-7 = Yaygın Anksiyete Bozukluğu-7.
Ek Dosya 1: Bu çalışmanın bulgularını destekleyen ham veriler.Bu dosyayı indirmek için lütfen buraya tıklayın.
Tartışma
Hemşirelik bağımlılığındaki boylamsal değişiklikler tanımlayıcı olarak yorumlanmalıdır. Tüm kohort düzeyinde, ortalama CDS puanı T1'de 48,28 ± 10,25 idi ve bu durum AMI sonrası erken evrede önemli düzeyde hemşirelik bakımı ihtiyacı olduğunu göstermektedir11. CDS puanı, akut tedavi ve erken iyileşme sürecindeki T2'de 54,16 ± 14,33'e yükselmiş12, taburculukta hafifçe azalarak 52,82 ± 12,17'ye düşmüş ve taburculuktan 1 ay sonra tekrar 56,58 ± 15,15'e yükselmiştir. Önceki araştırmalar AMI sonrası kardiyak rehabilitasyona katılım ile ilgili zorluklara dikkat çekmiştir13; ancak mevcut çalışma, rehabilitasyona katılımın veya diğer spesifik faktörlerin gözlemlenen zamansal değişikliklerin nedeni olup olmadığını doğrudan değerlendirmemiştir. Gizil sınıf analizi, genel ortalama paternin dört farklı yörüngeyi gizlediğini göstermiştir. Bu heterojenlik, AMI sonrası sağlıkla ilgili yaşam kalitesi yörüngeleri14 ve koroner kalp hastalığı olan hastalarda öz bakım yörüngeleri15 dahil olmak üzere önceki kardiyovasküler yörünge araştırmalarıyla genel olarak uyumludur. Çalışmalar arasında sınıfların sayısı ve şeklindeki farklılıklar; ölçülen yapılar, değerlendirme takvimleri, hasta popülasyonları, takip süresi ve gizil sınıf modelleme yaklaşımlarındaki farklılıkları yansıtıyor olabilir.
Tekrarlanabilirlik için birkaç protokol adımı kritik öneme sahiptir. İlk olarak, T1 tutarlı bir şekilde tanımlanmalıdır. Temel değerlendirme, başarılı acil tedavi ve bilincin geri kazanılmasından sonra gerçekleşmelidir; çünkü daha erken yapılan bir değerlendirme, güvenilir bir fonksiyonel durumdan ziyade geçici klinik instabiliteyi yansıtabilir. İkinci olarak, talimatlardaki veya yardım prosedürlerindeki değişiklikler yapay boylamsal farklara yol açabileceği için CDS uygulaması dört zaman noktasının tamamında standart hale getirilmelidir. Üçüncü olarak, temel psikososyal değerlendirmeler, tekrarlanan CDS değerlendirmelerinden açıkça ayırt edilmelidir. HAMD-17, GAD-7 ve SSRS T1'de bir kez uygulanırken, CDS T1–T4 arasında tekrarlanan şekilde uygulanmıştır. Son olarak, GMM, yalnızca azalan AIC veya BIC değerlerine göre seçilmek yerine; yeterli rastgele başlangıçla uydurulmalı ve optimal log-likelihood, kabul edilebilir parametre tahminleri, posterior olasılıklar ve klinik olarak anlamlı sınıf boyutlarının tekrarlanmasıyla değerlendirilmelidir.
Dört sınıflı çözümün seçimi, karışım modellemesindeki önemli bir değerlendirmeyi örneklendirmektedir. Beşinci bir sınıfın eklenmesi, bilgi kriterlerini bir miktar azaltmış ve entropiyi artırmıştır; ancak, beş sınıflı çözüm hem LMR-LRT (P = 0.128) hem de BLRT (P = 0.063) uyarınca istatistiksel olarak anlamlı bir iyileşme göstermemiş ve örneklemin yalnızca %6,4'ünü oluşturan, sınırlı ek klinik farklılaşmaya sahip küçük bir alt grup ortaya çıkarmıştır. Benzer uygulamalarda, bu nedenle eklenen her sınıf otomatik olarak anlamlı bir biyolojik veya klinik alt grup olarak yorumlanmamalıdır. Bir model çok küçük bir sınıf ürettiğinde, kararsız yakınsama sergilediğinde, tekrarlanamayan bir optimal log-olabilirlik sunduğunda, gerçekçi olmayan seyirler oluşturduğunda veya başlangıç değerlerindeki küçük değişikliklere yanıt olarak sınıf kompozisyonunda önemli değişiklikler gösterdiğinde, daha basit bir çözüm yeniden değerlendirilmelidir. Aksine, klinik olarak farklı ve belirgin şekilde ayrılmış boylamsal örüntüleri birleştirdiği durumlarda istatistiksel olarak daha basit bir model uygun olmayabilir.
İlişkili faktör analizi, öngörücü veya nedensel olmaktan ziyade keşifsel olarak yorumlanmalıdır. Yaş, yörünge üyeliği ile sınıfa özgü ilişkiler göstermiştir. AMI olan hastalarda yapılan önceki prospektif çalışmalar, ileri yaşın sağlık durumundaki ve günlük yaşam aktivitelerindeki sonraki düşüşle önemli bir korelasyon olduğunu belirlemiştir16,17. Medeni durum da yörünge üyeliği ile ilişkiliydi ve sistematik bir inceleme ile meta-analiz, medeni durum veya partner durumu ile miyokard enfarktüsü sonrası hasta tarafından bildirilen sonuçlar arasında ilişkiler olduğunu rapor etmiştir18. Algılanan düşük sosyal destek, AMI sonrası daha kötü sağlık durumu ve depresif semptomlarla ilişkilendirilmişken19, miyokard enfarktüsü sonrası psikolojik sıkıntı da klinik olarak anlamlıdır20. Prospektif kanıtlar, algılanan düşük sosyal desteği AMI sonrası daha kötü fiziksel ve zihinsel sağlık sonuçlarıyla daha da ilişkilendirmiştir21. Temel hastalık öyküsü, mevcut çalışmadaki çeşitli yörünge karşılaştırmalarıyla ilişkiliydi ve önceki kanıtlar, çoklu morbiditeyi AMI öyküsü olan hastalarda fonksiyonel bozulma ile ilişkilendirmiştir22. Yine de, mevcut analiz bu ilişkilerin altında yatan fizyolojik, davranışsal veya psikososyal mekanizmaları değerlendirmemiştir. Bu nedenle bulgular, bu faktörlerin değiştirilmesinin yörünge sınıfı üyeliğini mutlaka değiştireceğine dair bir kanıt olarak yorumlanmamalıdır.
Bu yöntemin birkaç kısıtlılığı bulunmaktadır. Çalışma, kolayda örnekleme yöntemi kullanılarak tek bir merkezde yürütülmüştür; bu durum seçilim yanlılığına yol açmış ve dış geçerliliği sınırlamış olabilir. Çalışmaya yalnızca ilk miyokard enfarktüsü geçiren hastalar dahil edilmiştir; bu nedenle, belirlenen seyir yapısı tekrarlayan olaylar yaşayan hastalara genellenemeyebilir. Takip süreci taburculuktan 1 ay sonra sona ermiştir, bu da dört seyir sınıfının daha uzun süreler boyunca stabil kalıp kalmadığının değerlendirilmesini engellemiştir. Sol ventrikül ejeksiyon fraksiyonu, Killip sınıfı, suçlu damar özellikleri, prosedürel başarı, hastane içi komplikasyonlar, detaylı tıbbi tedavi, B-tipi natriüretik peptid, egzersiz toleransı ve yapılandırılmış kardiyak rehabilitasyona katılım dahil olmak de olan önemli kardiyovasküler değişkenler sistematik olarak dahil edilmemiştir. Bu nedenle, hastalık şiddeti, tedavi yoğunluğu ve rehabilitasyon durumu ile ilgili kalıntı karıştırıcı faktörler dışlanamaz.
Bir başka sınırlama, bazı sınıfa özgü regresyon tahminlerinin hassasiyeti ile ilgilidir. Önceden formal, simülasyon tabanlı bir örneklem büyüklüğü hesaplaması yapılmamıştır. Dört sınıflı GMM stabil bir yakınsama ve tatmin edici bir sınıflandırma kalitesi göstermiş olsa da, bazı seyir grupları nispeten küçüktür. Bu nedenle, seçili tahminler için, özellikle altta yatan hastalık öyküsüne yönelik geniş güven aralıkları dikkatle yorumlanmalıdır. Belirlenen sınıf yapısını ve ilişkili faktörleri doğrulamak için daha uzun takip sürelerine, daha kapsamlı kardiyovasküler fenotiplemeye sahip daha büyük çok merkezli prospektif kohortlara ve bağımsız tekrarlara ihtiyaç vardır. Bu sınırlamalara rağmen, kombine tekrarlanan-CDS ve GMM çerçevesi, heterojen erken iyileşme modellerini belirlemek için pratik bir yaklaşım sunmakta ve AMI popülasyonlarında daha bireyselleştirilmiş hemşirelik değerlendirmesi ile takibi kolaylaştırabilmektedir.
Açıklamalar
Yazarlar herhangi bir çıkar çatışması beyan etmemektedir. Bu makalenin hazırlanması, yazımı, düzenlenmesi veya şekillerinin oluşturulması aşamalarında herhangi bir yapay zeka (AI) aracı kullanılmamıştır.
YAZAR KATKILARI:
Tüm yazarlar çalışmanın kavramlaştırılmasına ve tasarımına, veri toplama ve yorumlanmasına, taslağın hazırlanmasına ve revize edilmesine katkıda bulunmuştur. Tüm yazarlar taslağın son versiyonunu inceleyip onaylamışlardır ve çalışmanın tüm yönlerinden sorumlu olmayı kabul etmişlerdir
Teşekkürler
Yazarlar, çalışmaya katılan hastalara ve anket uygulaması, veri toplama ve takip süreçlerinde yardımcı olan klinik personele teşekkür eder. Bu araştırma; kamu, ticari veya kâr amacı gütmeyen sektörlerdeki herhangi bir finansman kuruluşundan özel bir hibe almamıştır.
Malzemeler
| Ad | Şirket | Katalog numarası | Yorumlar |
|---|---|---|---|
| Bakım Bağımlılığı Ölçeği (CDS) | Dijkstra A, Buist G, Dassen T | N/A | Orijinal 15 maddelik hemşirelik bakımı bağımlılık değerlendirme ölçeği; yüksek puanlar daha fazla bağımsızlığı gösterir. |
| Bakım Bağımlılığı Ölçeği, Çince versiyonu | Zhang SQ, Zhu YM, Li L, et al. | N/A | Çince versiyonu/validasyon kaynağı makalede belirtilmiş olup bu çalışmada CDS uygulamasını desteklemek için kullanılmıştır. |
| Genel Bilgi Anketi | Çalışma ekibi, Linquan County People’s Hospital | Çalışma tarafından geliştirilmiştir; katalog numarası yoktur | Yaş, cinsiyet, BMI, medeni durum, kardiyak fonksiyon sınıflandırması, MI tipi, reperfüzyon stratejisi ve altta yatan hastalık öyküsünü toplamak için kullanılan çalışmaya özgü form. |
| Yaygın Anksiyete Bozukluğu-7 (GAD-7) | Spitzer RL, Kroenke K, Williams JBW, Löwe B | N/A | Başlangıçta (T1) bir kez uygulanan, yayınlanmış 7 maddelik anksiyete ölçeği. |
| Hamilton Depresyon Derecelendirme Ölçeği, 17 maddelik (HAMD-17) | Hamilton M | N/A | Yayınlanmış klinisyen tarafından değerlendirilen depresyon ölçeği; başlangıçta (T1) 17 maddelik puanlama yaklaşımı kullanılmıştır. |
| IBM SPSS Statistics | IBM Corp. | Versiyon 26.0 | Betimleyici istatistikler, tek yönlü ANOVA, ki-kare testleri ve multinomiyal lojistik regresyon için kullanılan istatistiksel yazılım. |
| IBM SPSS Statistics 26 Dokümantasyonu | IBM Corp. | Versiyon 26 dokümantasyonu | IBM SPSS Statistics 26 için resmi dokümantasyon kaynağı. |
| Mplus | Muthén & Muthén | Versiyon 8.3 | Bir ila beş sınıflı büyüme karışım modellerini uyarlamak için kullanılan istatistiksel yazılım; Versiyon 8.3, 30 Nisan 2019'da yayınlanmıştır. |
| Mplus Kullanıcı Kılavuzu | Muthén & Muthén | Sekizinci Baskı / Versiyon 8 | Metodolojik yazılım kaynağı olarak kullanılan resmi Mplus Versiyon 8 kullanıcı dokümantasyonu. |
| Sosyal Destek Derecelendirme Ölçeği (SSRS) | Xiao SY | N/A | Başlangıçta (T1) bir kez uygulanan, yayınlanmış 10 maddelik Çince sosyal destek ölçeği. |
| STROBE Kohort Çalışması Kontrol Listesi | STROBE Girişimi | Kohort çalışması kontrol listesi | Boylamsal gözlemsel çalışma raporunun eksiksizliğini incelemek için kullanılan raporlama kontrol listesi. |
| STROBE Beyanı | STROBE Girişimi | 2007 kılavuzu | Gözlemsel çalışmalar için raporlama kılavuzu; çalışma tasarımı, katılımcılar, yanlılık, istatistiksel yöntemler, sonuçlar ve sınırlamalar için bir raporlama kaynağı olarak kullanılmıştır. |
Kaynaklar
- 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.