心房顫動患者射頻消融術后居家運動康復強度-時間依從性軌跡及預測因素的縱向研究

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)科大學護理學院

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（以下簡稱房顫）患者，絕對人數(shù)超1 000萬，較過去10年增長近20倍，到2045年預計超過2 500萬［1-2］，成為嚴重危害我國居民健康的重大公共衛(wèi)生和社會問題。在日益老齡化的社會背景下，房顫患者群體正逐漸擴大，80歲以上人群中患病率高達7.5%［3］。房顫導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、降低房顫負荷方面盡顯優(yōu)勢［4-5］，隨之也帶來了頻繁睡眠障礙、心肺耐力恢復延遲［6］等諸多問題，尚不能完全滿足患者的健康需求。研究證實，適度規(guī)律的運動鍛煉有益于房顫患者，其潛在機制包括改善血管內(nèi)皮功能、減少心肌重構等［7］。房顫患者的康復目標是幫助其合理地恢復并維持竇性心律，促進心臟結構和功能恢復，預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)外心臟病患者運動依從性普遍低下，而運動康復益處是否持續(xù)存在取決于患者依從程度，一旦患者未能長期規(guī)律堅持，其益處將不再持續(xù)［10］。研究發(fā)現(xiàn)，消融術后12個月時，與不積極運動者相比，堅持積極運動鍛煉的患者房性心律失常復發(fā)風險降低了2.5倍。運動依從性是多種因素綜合作用的結果，其發(fā)展具有連續(xù)性和動態(tài)性，不同個體依從性的發(fā)展軌跡會呈現(xiàn)出不同的趨勢。研究提示心臟病患者（主要包括心力衰竭和冠心病）的運動依從性發(fā)展軌跡會呈現(xiàn)為運動不活躍型、非持續(xù)運動型、持續(xù)運動型［11］。而房顫患者在消融術后恢復期的不同階段，依從性的發(fā)展也會呈現(xiàn)出不同的變化，就個體層面而言，患者的依從性水平也會存在不可忽略的異質(zhì)性，且不同的發(fā)展軌跡對房顫消融術后患者預后的影響程度不一。現(xiàn)有研究多從橫斷面角度出發(fā)，未能準確揭示運動依從性隨時間發(fā)展變化的軌跡。因此，目前亟需探討房顫患者射頻消融術后運動康復依從性的連續(xù)變化軌跡，分析異質(zhì)性軌跡的影響因素，以實現(xiàn)盡早針對可控因素進行及時干預。

1 對象與方法

1.1 研究對象

采用便利抽樣法，選取2020年5—11月就診于南京醫(yī)科大學第一附屬醫(yī)院心血管內(nèi)科行射頻消融術的246例房顫患者為研究對象。納入標準：（1）符合2020年歐洲心臟病學會心房顫動管理指南［12］診斷標準；（2）年齡≥18周歲；（3）成功完成射頻消融術；（4）會使用智能手機，理解并配合問卷調(diào)查；（5）知情同意，自愿參加運動康復；（6）既往未接受過運動處方。排除標準：（1）術后發(fā)生嚴重并發(fā)癥或短期內(nèi)復發(fā)房顫；（2）認知功能障礙；（3）合并惡性腫瘤或其他嚴重軀體疾病及運動功能障礙；（4）有心肺運動試驗或6 min步行運動試驗（6MWT）禁忌證。剔除標準：（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)科大學第一附屬醫(yī)院倫理委員會審批通過（批號：2021-NT-36）。目前尚無符合潛類別增長模型（latent class growth model，LCGM）的樣本量計算標準，根據(jù)劉源等［13］研究，采用貝葉斯信息準則（bayesian information criterion，BIC）作為選擇模型首要考慮的指標時，樣本量應≥200例，增加20%以控制失訪的影響，最終確定樣本量為240例，實際調(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，其中年人口社會學變量包括患者性別、年齡、受教育程度、月經(jīng)濟收入、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、冠心病以及房顫復發(fā)情況。

1.2.2 運動依從性：根據(jù)前期文獻回顧，目前運動依從性的評估工具國內(nèi)外尚無統(tǒng)一標準。鑒于本研究需進行長時間臨床評估，評估工具應具有便捷、有效、客觀的特點，因此綜合既往多項研究中評估運動依從性的方法，本研究使用智能設備或運動日志對依從性進行監(jiān)督和記錄，從強度-時間依從性（即每周達到中等強度運動的實際時間與每周規(guī)定運動時間的占比）方面進行評估和評價［14］。根據(jù)CADMUS-BERTRAM等［15］研究，≥100%，認為運動依從性好；81%～99%，運動依從性可接受；≤80%，運動依從性差。其中81例采用“術康”APP的個性化運動視頻指導和遠程監(jiān)測、記錄，121例使用研究者編制的運動日志進行記錄并配合“過好房顫人生俱樂部”微信群實施監(jiān)督管理。

1.2.3 運動自我效能量表（Self-efficacy for Exercise Scale，SEE）由RESNICK等［16］研制，經(jīng)LEE等［17］翻譯并修訂，測量患者在9種困難情境下對堅持運動的信心程度。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個條目，0～10分表示從“沒什么信心”到“非常有信心”，總分越高，運動自我效能越強。得分＜45分即運動自我效能低。

1.2.4 運動恐懼量表（Fear of Activity in Patients with Chronic Heart Failure，F(xiàn)act-CHF）由OZYEMISCITASKIRAN等［18］研制，我國學者高敏等［19］進行嚴格測量學評價和跨文化調(diào)試，主要用于測量患者對體育活動感覺、信念、態(tài)度和能力以及在發(fā)生心臟事件后自我報告的能力。量表共15個條目，采用Likert 5級評分法，得分越高，說明患者的運動恐懼水平越高。Cronbach'sα系數(shù)為0.883。

1.2.5 領悟社會支持量表（Perceived Social Support Scale，PSSS）由ZIMET等［20］編制，主要用于測量個體主觀體驗到的社會支持。PSSS由12個自評條目，包括家庭支持、朋友支持和其他支持3個維度，采用Likert 7級計分法，總分越高，說明個體獲得的社會支持越高。總分在12～36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、技能、行為和信心。量表共13個條目，采用Likert 5級評分法，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個水平，代表患者以不同程度的知識、技能和信心水平參與健康管理，各級水平逐級遞增。

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行康復評估時調(diào)查，其中嚴格根據(jù)《老年患者6分鐘步行試驗臨床應用中國專家共識》［22］推薦意見實施6MWT，由兩位研究者合作完成，指導患者測試和記錄試驗數(shù)據(jù)，以保證安全性和準確性，問卷由研究者面對面發(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、注意事項等，在取得其知情同意后發(fā)放問卷，由患者本人獨立填寫。在運動第1周、第3個月、第6個月、第9個月和第12個月，收集運動數(shù)據(jù)；使用“術康”監(jiān)測設備患者的強度-時間依從性數(shù)據(jù)通過應用程序醫(yī)生端收集并導出；使用運動日志的患者，研究者則將患者每2周的運動反饋實時上傳到“云病房”隨訪管理平臺記錄留存。

1.4 質(zhì)量控制

研究者嚴密監(jiān)測患者進行居家運動康復，并在隨訪過程中以相同的頻率提醒患者提交運動反饋，保證研究的同質(zhì)性。篩選經(jīng)嚴謹跨文化調(diào)試且信效度好的問卷量表，采用統(tǒng)一的指導語指導患者當場填寫問卷并收回，檢查是否存在條目未填寫，及時囑患者補填。為確保數(shù)據(jù)分析的正確性，由雙人核對研究數(shù)據(jù)無誤后再錄入計算機。

1.5 統(tǒng)計學方法

采用SPSS 25.0和Mplus 8.0軟件進行數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析與處理。其中，對于缺失值的處理，采用多重插補法（multiple imputation，MI）對缺失值進行填充；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，說明分類的準確率＞80%；似然比檢驗（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BLRT值達到顯著性水平時，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；每個類別中的人數(shù)比例不能低于5%。對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計描述，符合正態(tài)分布的計量資料采用（±s）表示，非正態(tài)分布的計量資料采用M（P25，P75）的形式表示，兩組間比較采用非參數(shù)秩和檢驗；計數(shù)資料的分析采用χ2檢驗；采用無序多分類Logistic回歸分析以檢驗不同自變量在異質(zhì)性軌跡類別之間是否存在差異。雙側檢驗水準α=0.05。

2 結果

2.1 房顫患者射頻消融術后的特征

本研究初步納入研究對象246例，隨訪過程中，42例研究對象因妊娠、癌癥、腰椎間盤突出手術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%）；大專及以上學歷111例（55.0%）；個人月收入＜2 000元者17例（8.4%）；使用醫(yī)保支付診療費用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者54例（26.7%）。

2.2 不同時期運動康復強度-時間依從性的描述性分析

隨訪不同時期患者例數(shù)分別為202、201、185、174例和159例；基線時，患者運動康復強度-時間依從性為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%；運動3個月時，強度-時間依從性為0～3.05，平均（1.07±0.54），61.2%的患者依從性＞100%；運動6個月時，強度-時間依從性為0～2.48，平均（0.99±0.57）；運動9個月時，強度-時間依從性為0～2.23，平均（0.91±0.55）；運動12個月時，強度-時間依從性為0～2.80，平均（0.89±0.60），見表1。

表1 不同時期運動康復強度-時間依從性分級情況［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后居家運動康復強度-時間依從性的LCGM

通過采用線性估計、二次估計和自由估計分別擬合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，根據(jù)模型擬合效果的評價指標選擇最優(yōu)分組模型。綜合模型信息指標，線性估計和自由估計3個類別時BLRT值均＜0.000 1，且BIC值較小，但分類精確指標Entropy=0.814優(yōu)于線性估計結果0.782，因此與固定時間分的線性和非線性二次增長相比，自由估計增長模型的擬合綜合效果更優(yōu)，同時各類別概率合理。因此說明房顫患者射頻消融術后居家運動康復強度-時間依從性發(fā)展軌跡存在3個子群體。如表2所示，LCGM自由估計模型中，3個亞群分別有69、14、119例，類別概率分別為34.2%、6.9%和58.9%，對應的截距估計值分別為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。結合軌跡圖（圖1），類別組1初始水平較低，5次測量發(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)展軌跡隨時間快速增高（斜率為0.293），在第4次測量時下降，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，軌跡隨時間上升但波動幅度較小（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后居家運動康復強度-時間依從性軌跡Figure 1 Development trajectory of strength-duration adherence to homebased exercise rehabilitation among patients with AF after RFCA

2.4 不同居家運動康復強度-時間依從性軌跡房顫患者射頻消融術后的單因素分析

單因素分析結果顯示：不同強度-時間依從性水平組年齡、性別、BMI、個人月收入、吸煙史、飲酒史、高血壓、冠心病、房顫復發(fā)、6MWT、運動自我效能、積極度水平、運動恐懼比較，差異均有統(tǒng)計學意義（P＜0.05），見表3。

表3 不同強度-時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后居家運動康復強度-時間依從性軌跡預測因素的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)計學意義的變量為自變量，自變量的賦值情況見表4，進行無序多分類Logistic回歸分析，采用逐步法進行變量篩選，最終獲得的模型擬合優(yōu)度檢驗顯示，本模型優(yōu)于只有常數(shù)項的模型，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)依從組中男性進行有效運動的時長更多（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，運動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動恐懼水平更低（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后居家運動康復強度-時間依從性軌跡預測因素的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 房顫射頻消融術后居家運動康復強度-時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后的運動康復強度-時間依從性軌跡特征具有群體異質(zhì)性，呈現(xiàn)3個潛類別組：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個類別組的基線強度-時間依從性水平及變化的組間差異具有統(tǒng)計學意義，一定程度上反映了分類結果的合理性。近六成患者（持續(xù)依從組）的強度-時間依從性水平變化幅度小，幾乎穩(wěn)定于基線水平，該組患者的時間-強度依從性幾乎未受到疾病的影響，能夠自行成功適應疾病；超過1/3的患者（緩慢下降-低水平組）在運動康復3個月內(nèi)有輕微上升趨勢，隨后緩慢下降并低于基線水平，該組對象的共同特征是房顫更易復發(fā)，基線運動自我效能感低，存在較高的運動恐懼水平，尚不能完全對抗恐懼心理；僅有少部分（快速上升-高水平組，7.1%）患者在運動康復半年內(nèi)強度-時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動自我效能感最高，患者對自己實現(xiàn)運動康復行為目標所需能力的信心或信念更強，也更易獲得積極的運動體驗，進一步促使其維持高水平的強度-時間依從性。

3.2 房顫射頻消融術后居家運動康復強度-時間依從性軌跡的預測因素分析

3.2.1 年齡：本研究顯示年齡越大，房顫患者射頻消融術后的強度-時間依從性越高，這與大多數(shù)研究結果相反［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中獲得相似的益處，但是參與率更低，本研究結果與之不一致。分析可能的原因：一方面，本研究房顫患者射頻消融術后本身的身體健康狀況相對較好；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，試圖通過運動康復控制這些高風險因素，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，本研究納入對象中退休患者居多，老年退休患者在參與康復方面更沒有時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，由于工作和運動時間沖突很難堅持運動康復。提示醫(yī)務人員應對年輕及有工作的患者加強指導，合理安排工作及作息時間；而針對高齡患者，應注意制訂循序漸進的運動方案，以確保運動康復的安全性。

3.2.2 性別：本研究表明男性患者的強度-時間依從性水平更高，與GE等［26］、EL MISSIRI等［27］觀點一致，這可能與女性患者家庭角色分工或家務負擔較重而忽視運動康復、缺乏心臟康復意識等原因有關。一些研究認為心臟康復中存在的性別差異會導致患者的健康結局大不相同，女性患者生活質(zhì)量更差、抑郁發(fā)生率更高［28-29］。SEDLAK等［30］建議應施行女性專屬心臟康復項目，包括特有的運動方案、健康教育和舒適的社交環(huán)境。BECKIE等［31］將女性隨機分為兩組，試驗組實施女性專屬心臟康復項目，對照組實施常規(guī)心臟康復項目，結果發(fā)現(xiàn)雖然兩組均改善了身體功能，但女性專屬康復項目在整體健康、社會功能、活力和心理健康方面的改善程度要高于常規(guī)康復項目。ANDRAOS等［32］也進行了女性專屬項目與傳統(tǒng)康復項目的對比研究，并指出女性在女性專屬項目中認為自己的健身服裝更舒適，且環(huán)境競爭力更低。然而女性專屬心臟康復項目能否提高其參與率和依從性，還有待深入研究。

3.2.3 運動自我效能：本研究發(fā)現(xiàn)，運動自我效能感對房顫射頻消融術后患者強度-時間依從性均具有正向預測作用，自我效能高的患者，在面對房顫和射頻消融手術等應激事件時具備良好的心理適應及應對能力，能夠更加積極主動采取措施克服困難并堅持自律，提高運動依從性；而低自我效能患者，對運動的信心及期望較差，運動依從性降低，與兩項研究結果［33-34］相符。SWEET等［11］研究顯示患者運動依從性的不同發(fā)展趨勢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動組的概率較高，而高啟動-增加障礙自我效能組有1/4的概率在維持組內(nèi)，因此在心臟康復開始時障礙自我效能水平較低的個體不太可能保持運動水平。馬瀟然等［35］通過替代性經(jīng)驗、過往表現(xiàn)、口頭勸說及生理激發(fā)4個方面對心力衰竭患者實施運動自我效能干預，結果表明干預后試驗組患者的運動自我效能得分和運動頻率、時間及強度顯著優(yōu)于對照組，提示運動自我效能干預能有效提高患者運動自我效能水平，改善家庭運動行為。現(xiàn)有研究針對自我效能感因素開展的干預，可為后期實施提高運動依從性干預提供實踐參考。

3.2.4 積極度：居家運動康復的目的是促進心血管疾病的二級預防，而二級預防需要患者高度的自我管理能力去管理癥狀、生理心理社會結局以及生活方式變化，這正好契合了“積極度”的內(nèi)涵［21］。本研究結果表明，積極度越高的患者，其強度-時間依從性水平隨之增加。積極度高的患者更傾向于主動去獲取和理解運動康復知識，并能夠將有用的健康信息應用到康復過程中，包括如何控制運動強度和運動量、如何應對運動不適癥狀和突發(fā)情況等。KNUDSEN等［36］比較了遠程康復與醫(yī)院心臟康復對患者積極度和健康素養(yǎng)的影響，結果顯示遠程康復與醫(yī)院心臟康復對改善患者積極度的程度是相似的，且遠程康復對促進患者與醫(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象維持較高水平運動依從性的原因。本研究實施了“互聯(lián)網(wǎng)+”居家心臟康復模式，盡管并非所有患者使用智能心率帶和“術康”APP監(jiān)測和記錄運動過程，但患者均納入“云病房”隨訪平臺和“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動依從性方面顯現(xiàn)了優(yōu)勢。

3.2.5 運動恐懼：本研究發(fā)現(xiàn)在強度-時間依從性異質(zhì)性軌跡中，緩慢下降-低水平組中患者的運動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動過程中越能更好地控制運動強度，每周運動總時間中有效運動時間占比更大，而緩慢下降-低水平組中患者由于運動恐懼導致有效運動時間明顯降低。多項研究指出，心血管疾病患者中均有不同程度的運動恐懼發(fā)生［36-38］。HOFFMANN等［39］研究顯示運動恐懼與患者的活動水平相互影響。運動恐懼水平升高，使得患者減少每日活動量；每日活動量較低的患者在患病后常運動恐懼水平更高。B?CK等［40］的質(zhì)性研究結果表明，冠心病患者表示無法準確把握體育活動和鍛煉的類型和運動量，其希望逐步推進運動鍛煉的進程，但對何時及如何進行運動感到不安。盡管本研究患者在居家運動康復前均接受了科學合理的運動風險評估，獲得了個性化運動方案和康復指導，但是仍有部分患者心存顧慮，導致時間-強度依從性不高，因此亟待針對運動恐懼進行干預。認知行為療法、等級暴露療法、接納與承諾療法、虛擬步行訓練等方法在降低運動恐懼方面已見初步成效，但尚未在心血管病領域應用，值得進一步探索。

綜上，本研究將運動康復強度-時間依從性視為患者在運動康復情境中的個體行為改變持續(xù)的過程，發(fā)現(xiàn)在“互聯(lián)網(wǎng)+”居家心臟康復模式下，依從性于運動第3個月呈現(xiàn)最高水平，隨后緩慢下降。同時提出了3個強度-時間依從性潛類別組，即緩慢下降-低水平組、持續(xù)依從組、快速上升-高水平組；對各組間差異性進行初步探索發(fā)現(xiàn)：年長者和男性患者強度-時間依從性更高；運動自我效能感對強度-時間依從性變化趨勢具有預測作用，較高的運動自我效能感有助于提高和維持患者的依從性水平；運動恐懼使依從性降低；而患者積極度是影響依從性水平的保護性因素。未來可依據(jù)依從性的時變特點和因素定期進行強化干預，進而提高患者居家運動康復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、研究對象均來自南京市一家三級醫(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），無法判斷失訪對象的強度-時間依從性走向，從而可能影響研究結果；（3）研究中部分患者通過智能心率監(jiān)測設備記錄運動依從性，其他患者采用運動日志進行記錄，數(shù)據(jù)較為主觀，一定程度上影響了研究結果的內(nèi)在信度。

作者貢獻：王潔負責研究的構思與設計，研究的實施，撰寫論文；王潔、鮑志鵬、王琳、劉沈馨雨、于甜棲、高蓉蓉進行數(shù)據(jù)的收集與整理，統(tǒng)計學處理；孫國珍、高敏、高蓉蓉進行論文的修訂；孫國珍、王琴負責文章的質(zhì)量控制與審查，對文章整體負責，監(jiān)督管理。

本文無利益沖突。