心房顫動(dòng)患者射頻消融術(shù)后居家運(yùn)動(dòng)康復(fù)強(qiáng)度-時(shí)間依從性軌跡及預(yù)測(cè)因素的縱向研究

王潔，孫國珍，，鮑志鵬，王琳，高敏，劉沈馨雨，于甜棲，王琴*，高蓉蓉

1.210029 江蘇省南京市，南京醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院心血管內(nèi)科

2.210029 江蘇省南京市，南京醫(yī)科大學(xué)護(hù)理學(xué)院

2021年1月，Heart雜志刊發(fā)研究：我國45歲以上人群中約有790萬心房顫動(dòng)（以下簡(jiǎn)稱房顫）患者，絕對(duì)人數(shù)超1 000萬，較過去10年增長(zhǎng)近20倍，到2045年預(yù)計(jì)超過2 500萬［1-2］，成為嚴(yán)重危害我國居民健康的重大公共衛(wèi)生和社會(huì)問題。在日益老齡化的社會(huì)背景下，房顫患者群體正逐漸擴(kuò)大，80歲以上人群中患病率高達(dá)7.5%［3］。房顫導(dǎo)致男性和女性全因死亡率分別增加2倍和1.5倍，使心力衰竭患病率增加3倍并加重心力衰竭癥狀［4］。盡管射頻消融技術(shù)日臻成熟，成為房顫的一線治療手段，在控制心率、降低房顫負(fù)荷方面盡顯優(yōu)勢(shì)［4-5］，隨之也帶來了頻繁睡眠障礙、心肺耐力恢復(fù)延遲［6］等諸多問題，尚不能完全滿足患者的健康需求。研究證實(shí)，適度規(guī)律的運(yùn)動(dòng)鍛煉有益于房顫患者，其潛在機(jī)制包括改善血管內(nèi)皮功能、減少心肌重構(gòu)等［7］。房顫患者的康復(fù)目標(biāo)是幫助其合理地恢復(fù)并維持竇性心律，促進(jìn)心臟結(jié)構(gòu)和功能恢復(fù)，預(yù)防卒中等血栓栓塞并發(fā)癥，降低住院率及致殘、致死率，提高生活質(zhì)量［8-9］。

目前，國內(nèi)外心臟病患者運(yùn)動(dòng)依從性普遍低下，而運(yùn)動(dòng)康復(fù)益處是否持續(xù)存在取決于患者依從程度，一旦患者未能長(zhǎng)期規(guī)律堅(jiān)持，其益處將不再持續(xù)［10］。研究發(fā)現(xiàn)，消融術(shù)后12個(gè)月時(shí)，與不積極運(yùn)動(dòng)者相比，堅(jiān)持積極運(yùn)動(dòng)鍛煉的患者房性心律失常復(fù)發(fā)風(fēng)險(xiǎn)降低了2.5倍。運(yùn)動(dòng)依從性是多種因素綜合作用的結(jié)果，其發(fā)展具有連續(xù)性和動(dòng)態(tài)性，不同個(gè)體依從性的發(fā)展軌跡會(huì)呈現(xiàn)出不同的趨勢(shì)。研究提示心臟病患者（主要包括心力衰竭和冠心?。┑倪\(yùn)動(dòng)依從性發(fā)展軌跡會(huì)呈現(xiàn)為運(yùn)動(dòng)不活躍型、非持續(xù)運(yùn)動(dòng)型、持續(xù)運(yùn)動(dòng)型［11］。而房顫患者在消融術(shù)后恢復(fù)期的不同階段，依從性的發(fā)展也會(huì)呈現(xiàn)出不同的變化，就個(gè)體層面而言，患者的依從性水平也會(huì)存在不可忽略的異質(zhì)性，且不同的發(fā)展軌跡對(duì)房顫消融術(shù)后患者預(yù)后的影響程度不一?，F(xiàn)有研究多從橫斷面角度出發(fā)，未能準(zhǔn)確揭示運(yùn)動(dòng)依從性隨時(shí)間發(fā)展變化的軌跡。因此，目前亟需探討房顫患者射頻消融術(shù)后運(yùn)動(dòng)康復(fù)依從性的連續(xù)變化軌跡，分析異質(zhì)性軌跡的影響因素，以實(shí)現(xiàn)盡早針對(duì)可控因素進(jìn)行及時(shí)干預(yù)。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

采用便利抽樣法，選取2020年5—11月就診于南京醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院心血管內(nèi)科行射頻消融術(shù)的246例房顫患者為研究對(duì)象。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）符合2020年歐洲心臟病學(xué)會(huì)心房顫動(dòng)管理指南［12］診斷標(biāo)準(zhǔn)；（2）年齡≥18周歲；（3）成功完成射頻消融術(shù)；（4）會(huì)使用智能手機(jī)，理解并配合問卷調(diào)查；（5）知情同意，自愿參加運(yùn)動(dòng)康復(fù)；（6）既往未接受過運(yùn)動(dòng)處方。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）術(shù)后發(fā)生嚴(yán)重并發(fā)癥或短期內(nèi)復(fù)發(fā)房顫；（2）認(rèn)知功能障礙；（3）合并惡性腫瘤或其他嚴(yán)重軀體疾病及運(yùn)動(dòng)功能障礙；（4）有心肺運(yùn)動(dòng)試驗(yàn)或6 min步行運(yùn)動(dòng)試驗(yàn)（6MWT）禁忌證。剔除標(biāo)準(zhǔn)：（1）研究期間死亡；（2）超過2次失訪。本研究為縱向觀察性研究，經(jīng)南京醫(yī)科大學(xué)第一附屬醫(yī)院倫理委員會(huì)審批通過（批號(hào)：2021-NT-36）。目前尚無符合潛類別增長(zhǎng)模型（latent class growth model，LCGM）的樣本量計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)，根據(jù)劉源等［13］研究，采用貝葉斯信息準(zhǔn)則（bayesian information criterion，BIC）作為選擇模型首要考慮的指標(biāo)時(shí)，樣本量應(yīng)≥200例，增加20%以控制失訪的影響，最終確定樣本量為240例，實(shí)際調(diào)查246例。

1.2 方法

1.2.1 資料收集：采用研究者自制一般資料調(diào)查表收集患者的一般資料，其中年人口社會(huì)學(xué)變量包括患者性別、年齡、受教育程度、月經(jīng)濟(jì)收入、工作狀態(tài)、醫(yī)保情況等；疾病資料包括房顫類型、射頻消融術(shù)次數(shù)、BMI、吸煙（以過去5年有吸煙行為為吸煙）、飲酒（以過去5年有飲酒行為為飲酒）、高血壓、糖尿病、冠心病以及房顫復(fù)發(fā)情況。

1.2.2 運(yùn)動(dòng)依從性：根據(jù)前期文獻(xiàn)回顧，目前運(yùn)動(dòng)依從性的評(píng)估工具國內(nèi)外尚無統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)。鑒于本研究需進(jìn)行長(zhǎng)時(shí)間臨床評(píng)估，評(píng)估工具應(yīng)具有便捷、有效、客觀的特點(diǎn)，因此綜合既往多項(xiàng)研究中評(píng)估運(yùn)動(dòng)依從性的方法，本研究使用智能設(shè)備或運(yùn)動(dòng)日志對(duì)依從性進(jìn)行監(jiān)督和記錄，從強(qiáng)度-時(shí)間依從性（即每周達(dá)到中等強(qiáng)度運(yùn)動(dòng)的實(shí)際時(shí)間與每周規(guī)定運(yùn)動(dòng)時(shí)間的占比）方面進(jìn)行評(píng)估和評(píng)價(jià)［14］。根據(jù)CADMUS-BERTRAM等［15］研究，≥100%，認(rèn)為運(yùn)動(dòng)依從性好；81%～99%，運(yùn)動(dòng)依從性可接受；≤80%，運(yùn)動(dòng)依從性差。其中81例采用“術(shù)康”APP的個(gè)性化運(yùn)動(dòng)視頻指導(dǎo)和遠(yuǎn)程監(jiān)測(cè)、記錄，121例使用研究者編制的運(yùn)動(dòng)日志進(jìn)行記錄并配合“過好房顫人生俱樂部”微信群實(shí)施監(jiān)督管理。

1.2.3 運(yùn)動(dòng)自我效能量表（Self-efficacy for Exercise Scale，SEE）由RESNICK等［16］研制，經(jīng)LEE等［17］翻譯并修訂，測(cè)量患者在9種困難情境下對(duì)堅(jiān)持運(yùn)動(dòng)的信心程度。此中文版具有較好的內(nèi)在一致性信度和內(nèi)容效度。該量表共9個(gè)條目，0～10分表示從“沒什么信心”到“非常有信心”，總分越高，運(yùn)動(dòng)自我效能越強(qiáng)。得分＜45分即運(yùn)動(dòng)自我效能低。

1.2.4 運(yùn)動(dòng)恐懼量表（Fear of Activity in Patients with Chronic Heart Failure，F(xiàn)act-CHF）由OZYEMISCITASKIRAN等［18］研制，我國學(xué)者高敏等［19］進(jìn)行嚴(yán)格測(cè)量學(xué)評(píng)價(jià)和跨文化調(diào)試，主要用于測(cè)量患者對(duì)體育活動(dòng)感覺、信念、態(tài)度和能力以及在發(fā)生心臟事件后自我報(bào)告的能力。量表共15個(gè)條目，采用Likert 5級(jí)評(píng)分法，得分越高，說明患者的運(yùn)動(dòng)恐懼水平越高。Cronbach'sα系數(shù)為0.883。

1.2.5 領(lǐng)悟社會(huì)支持量表（Perceived Social Support Scale，PSSS）由ZIMET等［20］編制，主要用于測(cè)量個(gè)體主觀體驗(yàn)到的社會(huì)支持。PSSS由12個(gè)自評(píng)條目，包括家庭支持、朋友支持和其他支持3個(gè)維度，采用Likert 7級(jí)計(jì)分法，總分越高，說明個(gè)體獲得的社會(huì)支持越高?？偡衷?2～36分為低支持狀態(tài)，37～60分為中間支持狀態(tài)，61～84分為高支持狀態(tài)。中文版PSSS具有良好的內(nèi)在一致性，Cronbach'sα系數(shù)為0.88。

1.2.6 患者積極度量表（Patient Activation Measure 13，PAM13）由HIBBARD等［21］于2004年編制，2005年修訂而成，用于測(cè)量患者在疾病診治過程中參與管理自身健康與保健的知識(shí)、技能、行為和信心。量表共13個(gè)條目，采用Likert 5級(jí)評(píng)分法，1～4分代表“非常不同意”至“非常同意”，5分表示“不適用”；原始分依據(jù)積分對(duì)照表換算為100分制的積極度得分，得分越高，表明積極度水平越高。根據(jù)分值，將積極度劃分為4個(gè)水平，代表患者以不同程度的知識(shí)、技能和信心水平參與健康管理，各級(jí)水平逐級(jí)遞增。

1.3 隨訪

本研究為前瞻性、縱向觀察性研究，基線資料和問卷在患者來門診進(jìn)行康復(fù)評(píng)估時(shí)調(diào)查，其中嚴(yán)格根據(jù)《老年患者6分鐘步行試驗(yàn)臨床應(yīng)用中國專家共識(shí)》［22］推薦意見實(shí)施6MWT，由兩位研究者合作完成，指導(dǎo)患者測(cè)試和記錄試驗(yàn)數(shù)據(jù)，以保證安全性和準(zhǔn)確性，問卷由研究者面對(duì)面發(fā)放。調(diào)查前先向患者及家屬解釋研究的目的、意義、安全性、注意事項(xiàng)等，在取得其知情同意后發(fā)放問卷，由患者本人獨(dú)立填寫。在運(yùn)動(dòng)第1周、第3個(gè)月、第6個(gè)月、第9個(gè)月和第12個(gè)月，收集運(yùn)動(dòng)數(shù)據(jù)；使用“術(shù)康”監(jiān)測(cè)設(shè)備患者的強(qiáng)度-時(shí)間依從性數(shù)據(jù)通過應(yīng)用程序醫(yī)生端收集并導(dǎo)出；使用運(yùn)動(dòng)日志的患者，研究者則將患者每2周的運(yùn)動(dòng)反饋實(shí)時(shí)上傳到“云病房”隨訪管理平臺(tái)記錄留存。

1.4 質(zhì)量控制

研究者嚴(yán)密監(jiān)測(cè)患者進(jìn)行居家運(yùn)動(dòng)康復(fù)，并在隨訪過程中以相同的頻率提醒患者提交運(yùn)動(dòng)反饋，保證研究的同質(zhì)性。篩選經(jīng)嚴(yán)謹(jǐn)跨文化調(diào)試且信效度好的問卷量表，采用統(tǒng)一的指導(dǎo)語指導(dǎo)患者當(dāng)場(chǎng)填寫問卷并收回，檢查是否存在條目未填寫，及時(shí)囑患者補(bǔ)填。為確保數(shù)據(jù)分析的正確性，由雙人核對(duì)研究數(shù)據(jù)無誤后再錄入計(jì)算機(jī)。

1.5 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

采用SPSS 25.0和Mplus 8.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析與處理。其中，對(duì)于缺失值的處理，采用多重插補(bǔ)法（multiple imputation，MI）對(duì)缺失值進(jìn)行填充；使用LCGM確定軌跡類別及特征，逐漸增加潛在類別的數(shù)目，直至達(dá)到最佳模型適配度。BIC數(shù)值越小，模型擬合越好；熵值（Entropy），即平均分組概率，Entropy的取值范圍為0～1，Entropy越接近于1，模型擬合越好，Entropy＞0.6時(shí)，說明分類的準(zhǔn)確率＞80%；似然比檢驗(yàn)（boot-strapped likelihood ratio test，BLRT），是通過顯著性水平來確定最佳軌跡組數(shù)，當(dāng)BLRT值達(dá)到顯著性水平時(shí)，表明模型擬合性顯著提高，則提示選擇c條軌跡的模型顯著優(yōu)于c-1條軌跡的模型，因此選擇c條軌跡的模型是比較理想的；每個(gè)類別中的人數(shù)比例不能低于5%。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)描述，符合正態(tài)分布的計(jì)量資料采用（±s）表示，非正態(tài)分布的計(jì)量資料采用M（P25，P75）的形式表示，兩組間比較采用非參數(shù)秩和檢驗(yàn)；計(jì)數(shù)資料的分析采用χ2檢驗(yàn)；采用無序多分類Logistic回歸分析以檢驗(yàn)不同自變量在異質(zhì)性軌跡類別之間是否存在差異。雙側(cè)檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 房顫患者射頻消融術(shù)后的特征

本研究初步納入研究對(duì)象246例，隨訪過程中，42例研究對(duì)象因妊娠、癌癥、腰椎間盤突出手術(shù)等原因患者自行退出研究，另有超過2次失訪的患者亦被剔除，失訪率為17.9%（44/246），最終共202例納入分析。患者年齡29～84歲，平均年齡（62.0±10.8）歲；男125例（61.9%），女77例（38.1%）；在職63例（31.2%）；大專及以上學(xué)歷111例（55.0%）；個(gè)人月收入＜2 000元者17例（8.4%）；使用醫(yī)保支付診療費(fèi)用193例（95.5%）；超重69例（34.2%）；高血壓94例（46.5%）；糖尿病21例（10.4%）；冠心病46例（22.8%）；陣發(fā)性房顫146例（72.3%）；做過兩次及以上射頻消融手術(shù)者54例（26.7%）。

2.2 不同時(shí)期運(yùn)動(dòng)康復(fù)強(qiáng)度-時(shí)間依從性的描述性分析

隨訪不同時(shí)期患者例數(shù)分別為202、201、185、174例和159例；基線時(shí)，患者運(yùn)動(dòng)康復(fù)強(qiáng)度-時(shí)間依從性為0～2.47，平均（0.83±0.55），處于可接受范圍，其中49%的患者依從性＜80%；運(yùn)動(dòng)3個(gè)月時(shí)，強(qiáng)度-時(shí)間依從性為0～3.05，平均（1.07±0.54），61.2%的患者依從性＞100%；運(yùn)動(dòng)6個(gè)月時(shí)，強(qiáng)度-時(shí)間依從性為0～2.48，平均（0.99±0.57）；運(yùn)動(dòng)9個(gè)月時(shí)，強(qiáng)度-時(shí)間依從性為0～2.23，平均（0.91±0.55）；運(yùn)動(dòng)12個(gè)月時(shí)，強(qiáng)度-時(shí)間依從性為0～2.80，平均（0.89±0.60），見表1。

表1 不同時(shí)期運(yùn)動(dòng)康復(fù)強(qiáng)度-時(shí)間依從性分級(jí)情況［例（%）］Table 1 Grading of strength-duration adherence to exercise rehabilitation at different periods

2.3 房顫患者射頻消融術(shù)后居家運(yùn)動(dòng)康復(fù)強(qiáng)度-時(shí)間依從性的LCGM

通過采用線性估計(jì)、二次估計(jì)和自由估計(jì)分別擬合2～4組，觀察每種擬合組數(shù)情況下不同亞組的軌跡發(fā)展趨勢(shì)，根據(jù)模型擬合效果的評(píng)價(jià)指標(biāo)選擇最優(yōu)分組模型。綜合模型信息指標(biāo)，線性估計(jì)和自由估計(jì)3個(gè)類別時(shí)BLRT值均＜0.000 1，且BIC值較小，但分類精確指標(biāo)Entropy=0.814優(yōu)于線性估計(jì)結(jié)果0.782，因此與固定時(shí)間分的線性和非線性二次增長(zhǎng)相比，自由估計(jì)增長(zhǎng)模型的擬合綜合效果更優(yōu)，同時(shí)各類別概率合理。因此說明房顫患者射頻消融術(shù)后居家運(yùn)動(dòng)康復(fù)強(qiáng)度-時(shí)間依從性發(fā)展軌跡存在3個(gè)子群體。如表2所示，LCGM自由估計(jì)模型中，3個(gè)亞群分別有69、14、119例，類別概率分別為34.2%、6.9%和58.9%，對(duì)應(yīng)的截距估計(jì)值分別為0.680（P＜0.01）、1.069（P=0.01）和1.025（P＜0.01），說明第二類依從性初始水平（截距）高于第三類、第一類，且第一類初始水平最低。結(jié)合軌跡圖（圖1），類別組1初始水平較低，5次測(cè)量發(fā)展軌跡較為平穩(wěn)，從變化范圍來看依從性水平處在較差（40%～＜80%）區(qū)間，且較為穩(wěn)定，因此命名為“緩慢下降-低水平組”。類別組2初始水平最高，發(fā)展軌跡隨時(shí)間快速增高（斜率為0.293），在第4次測(cè)量時(shí)下降，但仍處在依從性好（＞100%）的范圍，因此命名為“快速上升-高水平組”。類別組3初始水平中等，軌跡隨時(shí)間上升但波動(dòng)幅度較小（斜率為0.039），處于依從性可接受（80%～100%）至依從性好之間，因此命名為“持續(xù)依從組”。

圖1 房顫患者射頻消融術(shù)后居家運(yùn)動(dòng)康復(fù)強(qiáng)度-時(shí)間依從性軌跡Figure 1 Development trajectory of strength-duration adherence to homebased exercise rehabilitation among patients with AF after RFCA

2.4 不同居家運(yùn)動(dòng)康復(fù)強(qiáng)度-時(shí)間依從性軌跡房顫患者射頻消融術(shù)后的單因素分析

單因素分析結(jié)果顯示：不同強(qiáng)度-時(shí)間依從性水平組年齡、性別、BMI、個(gè)人月收入、吸煙史、飲酒史、高血壓、冠心病、房顫復(fù)發(fā)、6MWT、運(yùn)動(dòng)自我效能、積極度水平、運(yùn)動(dòng)恐懼比較，差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05），見表3。

表3 不同強(qiáng)度-時(shí)間依從性軌跡組的單因素分析Table 3 Univariate analysis of the different strength-duration adherence trajectory groups

2.5 房顫患者射頻消融術(shù)后居家運(yùn)動(dòng)康復(fù)強(qiáng)度-時(shí)間依從性軌跡預(yù)測(cè)因素的Logistic回歸分析

以軌跡類別為因變量（賦值：緩慢下降-低水平組=1，快速上升-高水平組=2，持續(xù)依從組=3），以單因素分析中有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的變量為自變量，自變量的賦值情況見表4，進(jìn)行無序多分類Logistic回歸分析，采用逐步法進(jìn)行變量篩選，最終獲得的模型擬合優(yōu)度檢驗(yàn)顯示，本模型優(yōu)于只有常數(shù)項(xiàng)的模型，χ2=204.446，P＜0.001。以緩慢下降-低水平組為參照組，快速上升-高水平組和持續(xù)依從組中男性進(jìn)行有效運(yùn)動(dòng)的時(shí)長(zhǎng)更多（P＜0.001）；快速上升-高水平組和持續(xù)依從組中患者的年齡更大，運(yùn)動(dòng)自我效能水平也更高（P＜0.05）；快速上升-高水平組中患者的運(yùn)動(dòng)恐懼水平更低（P＜0.05）；持續(xù)依從組患者的積極度水平更高（P＜0.05，表5）。

表4 變量賦值表Table 4 Assignments of independent variables

表5 房顫患者射頻消融術(shù)后居家運(yùn)動(dòng)康復(fù)強(qiáng)度-時(shí)間依從性軌跡預(yù)測(cè)因素的Logistic回歸分析Table 5 Logistic regression analysis of the predictors of development trajectory of strength-duration adherence to home-based exercise rehabilitation among patients with AF after RFCA

3 討論

3.1 房顫射頻消融術(shù)后居家運(yùn)動(dòng)康復(fù)強(qiáng)度-時(shí)間依從性存在不同變化軌跡

本研究發(fā)現(xiàn)房顫患者射頻消融術(shù)后的運(yùn)動(dòng)康復(fù)強(qiáng)度-時(shí)間依從性軌跡特征具有群體異質(zhì)性，呈現(xiàn)3個(gè)潛類別組：緩慢下降-低水平組（34.6%）、持續(xù)依從組（58.3%）和快速上升-高水平組（7.1%），與SWEET等［11］的研究結(jié)果基本相符，緩慢下降-低水平組軌跡特征與“不活躍”軌跡（inactive）一致，持續(xù)依從組軌跡特征與“維持”軌跡（maintainers）一致，且基于潛類別分析獲得的3個(gè)類別組的基線強(qiáng)度-時(shí)間依從性水平及變化的組間差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，一定程度上反映了分類結(jié)果的合理性。近六成患者（持續(xù)依從組）的強(qiáng)度-時(shí)間依從性水平變化幅度小，幾乎穩(wěn)定于基線水平，該組患者的時(shí)間-強(qiáng)度依從性幾乎未受到疾病的影響，能夠自行成功適應(yīng)疾?。怀^1/3的患者（緩慢下降-低水平組）在運(yùn)動(dòng)康復(fù)3個(gè)月內(nèi)有輕微上升趨勢(shì)，隨后緩慢下降并低于基線水平，該組對(duì)象的共同特征是房顫更易復(fù)發(fā)，基線運(yùn)動(dòng)自我效能感低，存在較高的運(yùn)動(dòng)恐懼水平，尚不能完全對(duì)抗恐懼心理；僅有少部分（快速上升-高水平組，7.1%）患者在運(yùn)動(dòng)康復(fù)半年內(nèi)強(qiáng)度-時(shí)間依從性水平呈直線快速上升，而后稍有回落但始終高于基線水平。該組與其他兩組差異性在于運(yùn)動(dòng)自我效能感最高，患者對(duì)自己實(shí)現(xiàn)運(yùn)動(dòng)康復(fù)行為目標(biāo)所需能力的信心或信念更強(qiáng)，也更易獲得積極的運(yùn)動(dòng)體驗(yàn)，進(jìn)一步促使其維持高水平的強(qiáng)度-時(shí)間依從性。

3.2 房顫射頻消融術(shù)后居家運(yùn)動(dòng)康復(fù)強(qiáng)度-時(shí)間依從性軌跡的預(yù)測(cè)因素分析

3.2.1 年齡：本研究顯示年齡越大，房顫患者射頻消融術(shù)后的強(qiáng)度-時(shí)間依從性越高，這與大多數(shù)研究結(jié)果相反［23-25］。AUDELIN等［25］研究發(fā)現(xiàn)與年輕患者相比，年齡≥75歲的老年患者可以從心臟康復(fù)中獲得相似的益處，但是參與率更低，本研究結(jié)果與之不一致。分析可能的原因：一方面，本研究房顫患者射頻消融術(shù)后本身的身體健康狀況相對(duì)較好；部分患者合并高血壓、糖尿病等慢性疾病，年齡大的患者更體驗(yàn)到不良心血管事件帶來的危害，因而更加重視疾病的健康管理，試圖通過運(yùn)動(dòng)康復(fù)控制這些高風(fēng)險(xiǎn)因素，從而能夠更好地克服健康/軀體功能受限方面的障礙；另一方面，本研究納入對(duì)象中退休患者居多，老年退休患者在參與康復(fù)方面更沒有時(shí)間和工作沖突方面的顧慮，而年輕的患者在經(jīng)歷過心臟事件后要重返崗位、回歸社會(huì)，由于工作和運(yùn)動(dòng)時(shí)間沖突很難堅(jiān)持運(yùn)動(dòng)康復(fù)。提示醫(yī)務(wù)人員應(yīng)對(duì)年輕及有工作的患者加強(qiáng)指導(dǎo)，合理安排工作及作息時(shí)間；而針對(duì)高齡患者，應(yīng)注意制訂循序漸進(jìn)的運(yùn)動(dòng)方案，以確保運(yùn)動(dòng)康復(fù)的安全性。

3.2.2 性別：本研究表明男性患者的強(qiáng)度-時(shí)間依從性水平更高，與GE等［26］、EL MISSIRI等［27］觀點(diǎn)一致，這可能與女性患者家庭角色分工或家務(wù)負(fù)擔(dān)較重而忽視運(yùn)動(dòng)康復(fù)、缺乏心臟康復(fù)意識(shí)等原因有關(guān)。一些研究認(rèn)為心臟康復(fù)中存在的性別差異會(huì)導(dǎo)致患者的健康結(jié)局大不相同，女性患者生活質(zhì)量更差、抑郁發(fā)生率更高［28-29］。SEDLAK等［30］建議應(yīng)施行女性專屬心臟康復(fù)項(xiàng)目，包括特有的運(yùn)動(dòng)方案、健康教育和舒適的社交環(huán)境。BECKIE等［31］將女性隨機(jī)分為兩組，試驗(yàn)組實(shí)施女性專屬心臟康復(fù)項(xiàng)目，對(duì)照組實(shí)施常規(guī)心臟康復(fù)項(xiàng)目，結(jié)果發(fā)現(xiàn)雖然兩組均改善了身體功能，但女性專屬康復(fù)項(xiàng)目在整體健康、社會(huì)功能、活力和心理健康方面的改善程度要高于常規(guī)康復(fù)項(xiàng)目。ANDRAOS等［32］也進(jìn)行了女性專屬項(xiàng)目與傳統(tǒng)康復(fù)項(xiàng)目的對(duì)比研究，并指出女性在女性專屬項(xiàng)目中認(rèn)為自己的健身服裝更舒適，且環(huán)境競(jìng)爭(zhēng)力更低。然而女性專屬心臟康復(fù)項(xiàng)目能否提高其參與率和依從性，還有待深入研究。

3.2.3 運(yùn)動(dòng)自我效能：本研究發(fā)現(xiàn)，運(yùn)動(dòng)自我效能感對(duì)房顫射頻消融術(shù)后患者強(qiáng)度-時(shí)間依從性均具有正向預(yù)測(cè)作用，自我效能高的患者，在面對(duì)房顫和射頻消融手術(shù)等應(yīng)激事件時(shí)具備良好的心理適應(yīng)及應(yīng)對(duì)能力，能夠更加積極主動(dòng)采取措施克服困難并堅(jiān)持自律，提高運(yùn)動(dòng)依從性；而低自我效能患者，對(duì)運(yùn)動(dòng)的信心及期望較差，運(yùn)動(dòng)依從性降低，與兩項(xiàng)研究結(jié)果［33-34］相符。SWEET等［11］研究顯示患者運(yùn)動(dòng)依從性的不同發(fā)展趨勢(shì)隨著障礙自我效能的變化而變化。低穩(wěn)定障礙自我效能組中患者屬于非活躍運(yùn)動(dòng)組的概率較高，而高啟動(dòng)-增加障礙自我效能組有1/4的概率在維持組內(nèi)，因此在心臟康復(fù)開始時(shí)障礙自我效能水平較低的個(gè)體不太可能保持運(yùn)動(dòng)水平。馬瀟然等［35］通過替代性經(jīng)驗(yàn)、過往表現(xiàn)、口頭勸說及生理激發(fā)4個(gè)方面對(duì)心力衰竭患者實(shí)施運(yùn)動(dòng)自我效能干預(yù)，結(jié)果表明干預(yù)后試驗(yàn)組患者的運(yùn)動(dòng)自我效能得分和運(yùn)動(dòng)頻率、時(shí)間及強(qiáng)度顯著優(yōu)于對(duì)照組，提示運(yùn)動(dòng)自我效能干預(yù)能有效提高患者運(yùn)動(dòng)自我效能水平，改善家庭運(yùn)動(dòng)行為?，F(xiàn)有研究針對(duì)自我效能感因素開展的干預(yù)，可為后期實(shí)施提高運(yùn)動(dòng)依從性干預(yù)提供實(shí)踐參考。

3.2.4 積極度：居家運(yùn)動(dòng)康復(fù)的目的是促進(jìn)心血管疾病的二級(jí)預(yù)防，而二級(jí)預(yù)防需要患者高度的自我管理能力去管理癥狀、生理心理社會(huì)結(jié)局以及生活方式變化，這正好契合了“積極度”的內(nèi)涵［21］。本研究結(jié)果表明，積極度越高的患者，其強(qiáng)度-時(shí)間依從性水平隨之增加。積極度高的患者更傾向于主動(dòng)去獲取和理解運(yùn)動(dòng)康復(fù)知識(shí)，并能夠?qū)⒂杏玫慕】敌畔?yīng)用到康復(fù)過程中，包括如何控制運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和運(yùn)動(dòng)量、如何應(yīng)對(duì)運(yùn)動(dòng)不適癥狀和突發(fā)情況等。KNUDSEN等［36］比較了遠(yuǎn)程康復(fù)與醫(yī)院心臟康復(fù)對(duì)患者積極度和健康素養(yǎng)的影響，結(jié)果顯示遠(yuǎn)程康復(fù)與醫(yī)院心臟康復(fù)對(duì)改善患者積極度的程度是相似的，且遠(yuǎn)程康復(fù)對(duì)促進(jìn)患者與醫(yī)療保健人員溝通的能力更為顯著。這在一定程度上解釋了本研究中納入對(duì)象維持較高水平運(yùn)動(dòng)依從性的原因。本研究實(shí)施了“互聯(lián)網(wǎng)+”居家心臟康復(fù)模式，盡管并非所有患者使用智能心率帶和“術(shù)康”APP監(jiān)測(cè)和記錄運(yùn)動(dòng)過程，但患者均納入“云病房”隨訪平臺(tái)和“過好房顫人生俱樂部”微信群，接受同質(zhì)化的健康教育和監(jiān)督管理，這在提高患者積極度和運(yùn)動(dòng)依從性方面顯現(xiàn)了優(yōu)勢(shì)。

3.2.5 運(yùn)動(dòng)恐懼：本研究發(fā)現(xiàn)在強(qiáng)度-時(shí)間依從性異質(zhì)性軌跡中，緩慢下降-低水平組中患者的運(yùn)動(dòng)恐懼程度分別為快速上升-高水平組、持續(xù)依從組中患者的1.12倍（1/0.892）和1.02倍（1/0.981）。依從性水平越高的患者在運(yùn)動(dòng)過程中越能更好地控制運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度，每周運(yùn)動(dòng)總時(shí)間中有效運(yùn)動(dòng)時(shí)間占比更大，而緩慢下降-低水平組中患者由于運(yùn)動(dòng)恐懼導(dǎo)致有效運(yùn)動(dòng)時(shí)間明顯降低。多項(xiàng)研究指出，心血管疾病患者中均有不同程度的運(yùn)動(dòng)恐懼發(fā)生［36-38］。HOFFMANN等［39］研究顯示運(yùn)動(dòng)恐懼與患者的活動(dòng)水平相互影響。運(yùn)動(dòng)恐懼水平升高，使得患者減少每日活動(dòng)量；每日活動(dòng)量較低的患者在患病后常運(yùn)動(dòng)恐懼水平更高。B?CK等［40］的質(zhì)性研究結(jié)果表明，冠心病患者表示無法準(zhǔn)確把握體育活動(dòng)和鍛煉的類型和運(yùn)動(dòng)量，其希望逐步推進(jìn)運(yùn)動(dòng)鍛煉的進(jìn)程，但對(duì)何時(shí)及如何進(jìn)行運(yùn)動(dòng)感到不安。盡管本研究患者在居家運(yùn)動(dòng)康復(fù)前均接受了科學(xué)合理的運(yùn)動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估，獲得了個(gè)性化運(yùn)動(dòng)方案和康復(fù)指導(dǎo)，但是仍有部分患者心存顧慮，導(dǎo)致時(shí)間-強(qiáng)度依從性不高，因此亟待針對(duì)運(yùn)動(dòng)恐懼進(jìn)行干預(yù)。認(rèn)知行為療法、等級(jí)暴露療法、接納與承諾療法、虛擬步行訓(xùn)練等方法在降低運(yùn)動(dòng)恐懼方面已見初步成效，但尚未在心血管病領(lǐng)域應(yīng)用，值得進(jìn)一步探索。

綜上，本研究將運(yùn)動(dòng)康復(fù)強(qiáng)度-時(shí)間依從性視為患者在運(yùn)動(dòng)康復(fù)情境中的個(gè)體行為改變持續(xù)的過程，發(fā)現(xiàn)在“互聯(lián)網(wǎng)+”居家心臟康復(fù)模式下，依從性于運(yùn)動(dòng)第3個(gè)月呈現(xiàn)最高水平，隨后緩慢下降。同時(shí)提出了3個(gè)強(qiáng)度-時(shí)間依從性潛類別組，即緩慢下降-低水平組、持續(xù)依從組、快速上升-高水平組；對(duì)各組間差異性進(jìn)行初步探索發(fā)現(xiàn)：年長(zhǎng)者和男性患者強(qiáng)度-時(shí)間依從性更高；運(yùn)動(dòng)自我效能感對(duì)強(qiáng)度-時(shí)間依從性變化趨勢(shì)具有預(yù)測(cè)作用，較高的運(yùn)動(dòng)自我效能感有助于提高和維持患者的依從性水平；運(yùn)動(dòng)恐懼使依從性降低；而患者積極度是影響依從性水平的保護(hù)性因素。未來可依據(jù)依從性的時(shí)變特點(diǎn)和因素定期進(jìn)行強(qiáng)化干預(yù)，進(jìn)而提高患者居家運(yùn)動(dòng)康復(fù)依從性水平且保持穩(wěn)定。本研究也存在一定局限性：（1）樣本量較小、研究對(duì)象均來自南京市一家三級(jí)醫(yī)院，樣本的代表性受到一定影響；（2）在隨訪過程中存在失訪（包括死亡），無法判斷失訪對(duì)象的強(qiáng)度-時(shí)間依從性走向，從而可能影響研究結(jié)果；（3）研究中部分患者通過智能心率監(jiān)測(cè)設(shè)備記錄運(yùn)動(dòng)依從性，其他患者采用運(yùn)動(dòng)日志進(jìn)行記錄，數(shù)據(jù)較為主觀，一定程度上影響了研究結(jié)果的內(nèi)在信度。

作者貢獻(xiàn)：王潔負(fù)責(zé)研究的構(gòu)思與設(shè)計(jì)，研究的實(shí)施，撰寫論文；王潔、鮑志鵬、王琳、劉沈馨雨、于甜棲、高蓉蓉進(jìn)行數(shù)據(jù)的收集與整理，統(tǒng)計(jì)學(xué)處理；孫國珍、高敏、高蓉蓉進(jìn)行論文的修訂；孫國珍、王琴負(fù)責(zé)文章的質(zhì)量控制與審查，對(duì)文章整體負(fù)責(zé)，監(jiān)督管理。

本文無利益沖突。