重癥心臟疾病患者Ⅰ期心臟康復運動時長現況及其影響因素分析

陳桂鈴，嚴鳳嬌，張婉，宋文馨，林春喜

（中山大學附屬第一醫院心血管醫學部，心血管重癥病房，廣東 廣州，510080）

我國心血管疾病的發患者數呈逐年上升的趨勢［1］，部分病情危重的心臟疾病患者需入住心血管重癥病房（cardiovascular intensive care unit，CCU）以獲得更嚴密的病情監測和照顧。 近年來，以運動康復為核心的Ⅰ期心臟康復開展對心臟疾病患者心功能的改善、活動耐力的提高有著極其重要的作用［2-3］，其中，Ⅰ期心臟康復運動的時長被看作是評價患者開展Ⅰ期心臟康復質量的重要評價指標之一［4］。 我國最新版的康復指南認為，Ⅰ期心臟康復運動的平均時長應為15～60min/d［5］。 但目前對于CCU 患者Ⅰ期心臟康復運動時長現況及其影響因素尚不明確。 本研究旨在探索CCU 重癥心臟疾病患者Ⅰ期心臟康復運動時長現狀及其影響因素，為進一步完善CCU 重癥患者Ⅰ期心臟康復運動方案提供理論依據。

1 對象與方法

1.1 研究對象

采用現況研究法，通過便利抽樣，選取2020 年1 月至2021 年8 月，本市某三級甲等綜合醫院心血管CCU 病房收治并參與Ⅰ期心臟康復的重癥心臟病患者。納入標準：①入住CCU 重癥病房并符合《心血管疾病防治指南和共識2014》［6］中心血管疾病的診斷標準，包括確診為不穩定心絞痛、急性ST 段抬高型心肌梗死、急性非ST 段抬高型心肌梗死等的重癥患者；②病情處于穩定期；③患者神志清醒，自愿開展Ⅰ期心臟康復運動。排除標準：合并精神類疾病、惡性腫瘤及運動禁忌癥的患者［7］。 患者及家屬均知情同意，并參與本研究。 樣本含量采用經驗估計法［8］，以自變量數量的5～10 倍。 本研究有7 個可能影響因素，樣本量35～70 例，考慮回收過程中10%的缺失或無效問卷，所需樣本量為39～78 例。

1.2 方法

1.2.1 人口學資料 由研究者根據研究目的， 經文獻回顧［9－10］和專家咨詢法，自行設計患者人口學資料，包括性別、年齡、疾病類型、體質指數（body mass index，BMI）、營養狀態、焦慮與抑郁。 依據中國成年 人BMI 規定［11］，＜18.5 為消瘦；18.5～23.9 為正常；24.0～27.9 為超重；≥28.0 為肥胖。 心臟康復運動時長為患者Ⅰ期心臟康復運動時長=每日Ⅰ期心臟康復運動時長÷住院時長［12］，采用心臟康復運動表記錄患者運動時長與運動情況。

1.2.2 簡化微型營養評估表 采用由GUIGOZ 等［13］研制的簡化微型營養評估表（mini－nutritional assessment－short－form，MNA－SF）評價患者的營養水平，包括人體測量，整體評價，膳食評定與主觀評價4 個維度，評分越高表示營養狀態越好，總分0～30 分。 得分＜17 分為“重度營養不良”；17～23.9 分為“輕度營養不良”；＞24 分為 “營養良好”。 本研究該評估表Cronbach's α 系數為0.823。

1.2.3 漢密爾頓焦慮量表 采用HAMILTON 等［14］于1959 年編制的漢密爾頓焦慮量表（Hamilton anxiety scale，HAMA）評估患者的焦慮水平。該量表包含14 個條目，總分0～56 分。 0～6 分認為“沒有焦慮”，7～13 分認為“可能有焦慮”，14～20 分認為“肯定有焦慮”，21～28 分認為“明顯/嚴重焦慮”，29 分及以上則認為“嚴重焦慮”。 本研究該量表Cronbach's α 系數為0.803。

1.2.4 漢密爾頓抑郁量表 采用由HAMILTON 等［15］于1960 年編制漢密爾頓抑郁量表（Hamilton depression scale，HAMD）評估抑郁水平。 該量表包含17 個條目，評分越高說明抑郁程度越重，總分0～54 分。0～7 分認為“無抑郁”，8～17 分認為“可能有抑郁”，18～24 分認為“肯定有抑郁”。 本研究該量表Cronbach's α 系數為0.842。

1.3 調查方法

調查前對調查員進行統一培訓，由2 名調查員使用統一指導語向患者解釋研究目的與內容，介紹問卷的填寫方法，對于無法獨立完成問卷調查的患者，由調查員閱讀調查問卷每項條目，以提問的方式獲取研究對象答案并填寫。 調查問卷當場回收并核查。 本研究共發放168 份問卷， 回收159份，回收率94.64%，其中有效問卷159 份，有效回收率94.64%。

1.4 統計學方法

數據采用SPSS 25.0 軟件進行錄入及統計分析。計量資料采用均數與標準差進行描述，組間比較采用t檢驗；計數資料用頻數與百分比進行描述，組間比較采用χ2檢驗。 患者Ⅰ期心臟康復運動時長與焦慮、營養狀態采用秩相關性分析， 多因素分析采用多重線性逐步回歸分析法，以P＜0.05 為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 患者開展Ⅰ期心臟康復運動時長現狀

患者Ⅰ期心臟康復運動時長結果近似正態分 布，心 臟 康 復 運 動時長5～30min，平 均（15.28±7.20）min/d，83 例（52.20%）患者達標（心臟康復時長能達到15min 或以上），76 例（47.80%）未達標。

2.2 患者Ⅰ期心臟康復運動時長的單因素分析

患者Ⅰ期心臟康復運動時長的單因素分析見表1。由表1 可見，患者在不同焦慮等級、營養分級方面其Ⅰ期心臟康復運動時長比較，差異有統計學意義（均P＜0.05），其他變量比較，差異無統計學意義（均P＞0.05）。

表1 患者Ⅰ期心臟康復運動時長的單因素分析（n=159；min，±s）

表1 患者Ⅰ期心臟康復運動時長的單因素分析（n=159；min，±s）

注：ST 段抬高型心肌梗死（(stsegment－elevation myocardial infarction)，STEMI）；非ST 段抬高型心肌梗死（non－st－elevated myocardial infarction，NSTEMI）。* 其他包括不穩定型心絞痛、心源性休克、主動脈瓣關閉不全、病毒性心肌炎、擴張型心肌病。

變量 n t/F P心臟康復時長性別男女118(74.21)41(25.79)15.69±7.26 14.12±6.98 1.441 0.232年齡（歲）＜60≥60心臟疾病類型STEMI NSTEMI心律失常心力衰竭其他*BMI（kg/m2）消瘦正常超重肥胖焦慮等級沒有焦慮可能有焦慮肯定有焦慮明顯/嚴重焦慮抑郁等級無抑郁可能有抑郁肯定有抑郁營養分級營養良好輕度營養不良重度營養不良56（35.22）103（64.78）16.09±7.30 14.84±7.14 1.042 0.299 89(55.97)13(8.18)15(9.43)24(15.09)18(11.32)13.24±6.26 16.17±7.47 14.77±7.35 13.79±7.49 14.91±6.63 0.942 0.441 6( 3.77)66(41.51)67(42.14)20(12.58)9.67±0.82 14.65±6.52 15.93±7.83 16.90±7.55 1.935 0.126 86(54.09)48(30.19)16(10.06)9( 5.66)16.87±7.37 14.04±7.00 12.31±5.85 12.00±5.22 3.572 0.015 121(76.10)32(20.13)6( 3.77)15.56±7.02 14.75±8.08 12.50±6.12 0.624 0.537 78(49.06)48(30.19)33(20.75)19.44±6.52 12.58±6.52 9.39±1.56 41.424 ＜0.001

2.3 患者Ⅰ期心臟康復運動時長與焦慮、營養的相關性分析

患者Ⅰ期心臟康復運動時長與焦慮、 營養的相關性分析見表2。 由表2 可見，患者Ⅰ期心臟康復運動時長與其焦慮等級呈負相關（P＜0.01），即其焦慮程度越嚴重其運動時長越短； 患者Ⅰ期心臟康復運動時長與營養水平呈正相關（P＜0.001），即其營養分級越高其運動時長越長。

表2 患者Ⅰ期心臟康復運動時長與焦慮、營養的相關性分析 (n=159)

2.4 患者心臟康復運動時長的多重線性回歸分析

將單因素分析有統計學意義的變量（營養分級、焦慮等級）作為自變量（自變量賦值方式見表3）采用逐步法進行多重線性回歸分析（見表4）。 結果顯示，營養分級是心臟康復時長的影響因素（P＜0.001），共解釋總變異的33.5%。

表3 自變量賦值方式

表4 患者的Ⅰ期心臟康復時長的多重線性回歸分析 (n=159)

3 討論

3.1 CCU 重癥心臟疾病患者Ⅰ期心臟康復時長有待提高

近年來隨著研究的深入，Ⅰ期心臟康復的成效獲得肯定， 其發展符合快速康復的理念， 同時也與《健康中國行動（2019—2030 年）》［16］的發展目標相契合。 CCU 病房作為心血管的特殊病房，醫護人員在開展Ⅰ期心臟康復運動時需要對病情危重的患者提供更多的照料和支持。 《美國心臟康復和二級預防項目指南》［17］認為，系統化的Ⅰ期心臟康復運動持續時間應保持在每次20min，而我國最新版的康復指南認為Ⅰ期心臟康復運動的平均時長為15～60m/d［5］。 本研究發現，CCU 患者開展Ⅰ期心臟康復運動時長平均為（15.28±7.20）min/d， 基本達到我國指南建議所提出的最低水平，但仍有47.80%的患者未達到最低標準。

目前，國內部分CCU 患者開展Ⅰ期心臟康復運動時長不足的原因可能有：①CCU 患者的病情普遍較嚴重， 需要在患者情況恢復到穩定期后才能開展康復運動， 這不得不使醫護人員對待患者Ⅰ期心臟康復的態度非常謹慎， 當患者在Ⅰ期心臟康復運動出現異常時，醫護人員會馬上停止患者運動；②CCU患者在恢復到穩定期之前，需要消耗能量，可能使其體力不足，導致Ⅰ期心臟康復運動未能達標；③患者入住CCU 病房治療期間心理壓力加大，可能對Ⅰ期心臟康復運動信心不足，甚至對康復運動有顧忌，對實施康復運動不夠積極，影響了康復運動的實施。Ⅰ期心臟康復運動時長不達標將影響患者心臟康復的效果，甚至導致患者治療時間延長，特別是病情較重的患者。提示醫護人員在對CCU 患者開展Ⅰ期心臟康復運動前， 需要告知其Ⅰ期心臟康復的作用和重要性；評估患者符合康復運動要求后，鼓勵患者以積極的態度參與Ⅰ期心臟康復運動，并盡己所能達到康復時長的最低要求， 以便早期實現康復的目標。

3.2 CCU 重癥心臟疾病患者Ⅰ期心臟康復運動時長的影響因素分析

3.2.1 營養水平 本研究結果發現， 營養狀態是患者Ⅰ期心臟康復運動時長的影響因素， 本研究患者中輕度至重度營養不良的比例較高， 占50.94%，與文獻報道基本一致［18］。 CCU 重癥心臟疾病患者由于疾病因素，加速了營養的消耗，機體負擔重，導致其肢體乏力，可影響患者實施Ⅰ期心臟康復運動。提示醫護人員在關注患者病情同時， 應注重患者的營養狀況，必要時聯合營養師進行會診，及時改善患者的營養狀態。

3.2.2 焦慮程度 本研究單因素分析及相關性分析發現， 焦慮程度與患者Ⅰ期心臟康復運動時長具有相關性，但多因素分析未進入方程?？赡芘c本研究的樣本代表性不足有關， 而且本研究存在可能焦慮的患者只占23.90%，沒有存在焦慮患者占76.10%。 研究顯示，患者對自己的病情變化、后續康復產生擔憂與焦慮情緒［19］，可影響患者對早期康復活動的積極性，值得醫護人員關注。 醫護人員應與患者多溝通，多交流，及時給予情感上的支持，疏導患者的心理問題，鼓勵患者積極參與心臟康復鍛煉。

4 結論

本研究發現，CCU 重癥心臟疾病患者Ⅰ期心臟康復運動時長有待提高， 且患者營養狀態越好其Ⅰ期心臟康復運動時長越長；另外發現，焦慮程度可能是患者Ⅰ期心臟康復運動的影響因素， 但還有待進一步研究證實。由于條件限制，本研究僅對1 所醫院CCU 病房重癥心臟疾病患者進行Ⅰ期心臟康復運動時長的調查，樣本量有限，今后應擴大樣本量，開展多中心研究，以便為CCU 重癥心臟疾病患者Ⅰ期心臟康復運動干預提供依據。