謝桂蕓 黎世杰 歐陽劍 馮凡凡 鄭曉曉 周芷羽 麥連芳 陳錦艷

（廣州血液中心廣州市血液安全重點實驗室，廣東 廣州 510080）

輸血是臨床治療不可或缺的重要手段之一，臨床血液供應的均衡、充足和安全，是保證醫(yī)療救治充分發(fā)揮作用的重要基礎。保障血液穩(wěn)定和安全供應，最重要人群是長期持續(xù)獻血的定期獻血者[1]。獻血不良反應是定期獻血者形成的重要阻礙因素，是獻血者流失的首要原因[2]。獻血不良反應中，最常見的類型是血管迷走神經(jīng)反應（vasovagal response, VVR），以出汗、惡心、面色蒼白、疲勞為主要癥狀，小部分會出現(xiàn)暈厥等嚴重反應[3]。VVR 發(fā)生在獻血現(xiàn)場時（以下簡稱“即發(fā)型VVR”），在場醫(yī)護人員一般可以給予特殊護理，這部分獻血者大多癥狀輕微，醫(yī)學后果不嚴重。如VVR 發(fā)生在離開獻血場所后，即遲發(fā)型獻血相關血管迷走神經(jīng)反應（以下簡稱“遲發(fā)型VVR”），大概有6%的獻血者會發(fā)生創(chuàng)傷性后果，如骨折、牙齒和頭部受傷等[3,4]；有59%的獻血者雖然未主動向采供血機構報告獻血后不適，但此后永久不再參加獻血[5]。此外，遲發(fā)型VVR還極容易通過社交媒體快速傳播，對采供血機構形象造成嚴重損害，導致獻血人數(shù)急劇下降[6]?？梢?，遲發(fā)型VVR不僅嚴重影響獻血者獻血體驗，還極易引起相關的法律和經(jīng)濟責任[7]。因此，研究遲發(fā)型VVR 有效干預策略以降低其發(fā)生率，意義重大。但遲發(fā)型VVR 主要由回訪發(fā)現(xiàn)，需要大量人力物力支持，低估漏報常見[8-9]；現(xiàn)有關于VVR干預的研究未能區(qū)分干預策略對于即發(fā)型及遲發(fā)型VVR的效果[10]，并且未考慮研究對象依從性的影響[11]。為了給遲發(fā)型VVR 干預措施提供更多研究證據(jù)，本研究通過整群隨機試驗對比口服補液鹽（以下簡稱ORS），糖水及飲用水3 種獻血前補液方式對預防即發(fā)及遲發(fā)型獻血相關血管迷走神經(jīng)反應的效果，具體匯報如下。

1 方法

1.1 研究設計

完全隨機對照試驗（randomized controlled trial，RCT）是評價干預措施效果評價最可靠的實驗設計，但若在同一獻血地點采用RCT，獻血者個體之間容易互相溝通交流，導致沾染（contamination）現(xiàn)象[12]，使得研究結(jié)果偏倚。因此，本研究采用非盲法的整群隨機對照試驗作為研究設計。根據(jù)本中心12 個固定獻血點的人群分布特征、所在行政區(qū)選出6個固定獻血點作為整群隨機試驗的地點。

1.2 研究對象

2021 年1—6 月期間，自行前往選定的6 個固定獻血點獻血，獻血前體檢征詢及健康檢查，符合《獻血者健康檢查要求（GB 18467-2011）》，心智健全，同意參加研究，有能力接受干預，并獨立完成電子問卷的閱讀及填寫的獻血者。

1.3 問卷

用問卷星制作電子問卷，內(nèi)容包括：知情同意，社會人口學信息（如性別，年齡，身高，體重）和相關因素（如獻血量，獻血次數(shù)及最后一餐與獻血之間的時間間隔）。

1.4 干預措施

試驗設1 個對照組和2 個干預組，分別為飲用水組、糖水組和ORS組。以上干預措施隨機分配到選定的6 個固定獻血點，詳情具體如下：分配到對照組的獻血點，研究人員為每名獻血者提供500 mL飲用水，請獻血者獻血前20 min 內(nèi)喝完；分配到糖水組的獻血點，研究人員將2 包太古白糖（5 g/包）溶解在500 mL 的水中，請獻血者在獻血前20 min內(nèi)喝完；分配到ORS 組的獻血點，研究人員將2 包ORS Ⅲ（5.125 g/包）溶解在500 mL 水中，并請獻血者在獻血前20 min 內(nèi)喝完，ORS Ⅲ的成分為0.65 g氯化鈉、0.375 g氯化鉀、0.725 g檸檬酸鈉及3.375 g無水葡萄糖。

1.5 實施過程

所有通過了獻血前健康征詢和快速血液篩查，符合《獻血者健康檢查要求（GB 18467-2011）》的獻血者都被邀請?zhí)顚?份電子問卷，問卷內(nèi)容包括知情同意，社會人口學信息和其他相關因素。獻血者根據(jù)所在獻血點隨機分配的干預措施接受不同干預。研究人員記錄每個獻血者實際接受干預措施及獻血情況。

1.6 結(jié)局評估

以獻血者在獻血現(xiàn)場的即發(fā)型VVR 發(fā)生率、獻血者離開獻血點后至48 h 內(nèi)[14]的遲發(fā)型VVR 發(fā)生率及其累計（以下簡稱“累計VVR”）發(fā)生率為結(jié)局。以《獻血不良反應分類指南（WS/T 551-2017）》作為判斷標準。即發(fā)型VVR由研究人員觀察獲得，遲發(fā)型VVR 由研究人員在獻血者獻血后48 h[14]電話回訪獲得。負責回訪的研究人員被要求至少在3 個不同的時間給每個獻血者打3 次電話，以提高回復應答率。

1.7 樣本量計算

根據(jù)相關文獻[11]，干預組和對照組的獻血相關血管迷走神經(jīng)累計發(fā)生率分別設為2%和4%，每群受試者的中位數(shù)是30個，群內(nèi)相關系數(shù)為0.01，顯著性水平為0.05，檢驗效能為0.8，允許20%的受試者失訪，計算的樣本量總共為3 561。其中，每組最低樣本量為1 187。

1.8 干預策略的隨機分配

飲用水組、糖水組和ORS組按隨機數(shù)排序。6個獻血點每天按照上述順序分配到3個小組。分配信息保密至當天試驗實施前公布。試驗流程見圖1。

圖1 群組隨機試驗流程圖Figure 1 Flow chart of the cluster-randomized trial

1.9 數(shù)據(jù)分析

1.9.1 ATT分析

隨機對照試驗一般采用意向性分析（ITT）法分析各干預組的效果[15]。但在實際操作中，考慮到有部分研究對象可能會不依從被分配的干預策略接受干預，本研究還采用了基于傾向評分法（PSM）計算干預組的平均處理效應（average treatment effect on the treated,ATT）[16]。該方法用PSM 均衡組間潛在混雜因素，3 個組之間進行兩兩比較來計算ATT。在本研究中，被納入PSM 的變量包括性別,年齡,BMI,獻血量,獻血者類型及最后一餐與獻血之間的時間間隔。使用該方法分析時，獻血者所接受的干預分組以實際接受的干預類型為準，比如被隨機分配到糖水組的獻血者，實際上喝了白開水，則被歸類到飲用水組，如果獻血者拒絕飲用水，不符合任一組別，無法被歸類到任何一組，樣本則被剔除。因此ATT 分析中，146份不依從的獻血者樣本被剔除，6 104份樣本（飲用水組1 944份，糖水組2 002份，ORS組2 158份）納入分析。

1.9.2 缺失值的分析和估算

由于獻血者并非100%應答了電話回訪，未應答的獻血者作為數(shù)據(jù)缺失處理。缺失值的分析和估算用鏈式方程多重插補法[17]：多重插補的迭代次數(shù)設置為5，由于涉及到隨機插補，為確保插補后的數(shù)據(jù)集可復現(xiàn)，設置316為隨機種子。

1.9.3 組群分析

由于本試驗涉及群組，統(tǒng)計分析時還需要考慮群組的影響，需要用多層次Logistic 回歸模型[18]（一級=群組，二級=個體），群組水平的變量為獻血點，個體水平的變量包括性別、年齡、BMI、獻血量、獻血者類型以及最后一餐與獻血之間的時間間隔，分別對3個組之間的累計、即發(fā)型和遲發(fā)型VVR發(fā)生率進行對比。插補獲得的5 個數(shù)據(jù)集分別納入多層次Logistic回歸模型分析，進一步得到合并效應。

1.10 統(tǒng)計軟件

樣本量計算是基于重復測量設計（二元結(jié)果）中多組時間平均響應（time-averaged responses，TAD）的廣義估計方程（generalized estimating equations, GEE）方法進行，用PASS 2021 軟件實現(xiàn)[19]。隨機分組由2007 Excel 軟件（Microsoft Corp.，Redmond，WA，USA）的“RAND（）”函數(shù)生成的隨機數(shù)實現(xiàn)。R 軟件（版本4.2.0）對以下數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析：PSM 方法均衡后的各組用Survival 包和MatchIt包的clogit 函數(shù)進行條件邏輯回歸，獲得OR 值；多重插補法用“MICE”包實現(xiàn)；多層次Logistic 回歸模型用“l(fā)me4”包構建；VVR 合并效應用“with”函數(shù)得到。以P＜0.05作為有統(tǒng)計學差異的統(tǒng)計水準。

1.11 倫理說明

本研究經(jīng)廣州血液中心倫理審查委員會批準。電子問卷的第一部分為知情同意書。本試驗開始前已在clinicaltrial.gov上注冊（NCT053/19951）。

2 結(jié)果

2021 年1—6 月，本中心6 個主要的固定獻血點共納入6 250 名全血獻血者，按獻血點和獻血日期分層為198 個群組。每個群組樣本量的中位數(shù)為29（IQR，20～43）。獻血者和群組的基線社會人口學信息見表1。研究對象的中位年齡為29.72 歲（IQR，23.45～39.02 歲），其中55.9%為男性。由于問卷缺失，有1 111 個BMI 和最后一餐與獻血之間的時間間隔缺失值，57個BMI異常值（表1）。研究對象依從性較高，糖水組1 997 名（98.3%），ORS 組2 158 名（95.9%）均飲用完500 mL 對應液體，對照組1 940 名（98.6%）飲用完500 mL 水。3 名分配到糖水組的獻血者和1 名分配到ORS 組的獻血者喝了500 mL水，3名分配到對照組的獻血者和2名分配到ORS組的獻血者喝了500 mL太古白糖水。

2.1 血管迷走神經(jīng)反應的發(fā)生率及基于ITT方法通過多層次Logistic回歸獲得的OR值

6 250 名獻血者中共發(fā)現(xiàn)VVR 167 例，其中即發(fā)型VVR64例，遲發(fā)型VVR103例。但由于遲發(fā)型VVR 及累計VVR 依賴電話回訪所得，那些未接通回訪電話的獻血者（1 197名，19.15%）為失訪樣本；即發(fā)型VVR 不涉及獻血后電話回訪，不存在失訪情況。所有缺失值通過多重插補法填補后獲得5個數(shù)據(jù)集。6 250 名獻血者（對照組1 967 名，糖水組2 032 名，ORS 組2 251 名）全部納入分析。單因素分析3組間累計，即發(fā)型或遲發(fā)型VVR發(fā)生率均無顯著統(tǒng)計學差異。納入性別，年齡，獻血者類型，獻血量，BMI和最后一餐與獻血之間的時間間隔的多因素分析顯示，ORS 組的遲發(fā)型VVR 發(fā)生率低于對照組［調(diào)整后OR=0.59,95%CI（0.37～0.94）］，見表2。

表2 基于意向性分析法（ITT）的VVR發(fā)生率（%）及odds ratioTable 2 Prevalence of VVR（%）and odds ratio based on intention to treat

2.2 基于傾向性評分匹配計算干預組的平均處理效應（ATT）

ATT法評價即發(fā)型VVR發(fā)生率發(fā)現(xiàn)，任何2組相比發(fā)生率差異均無顯著性（P＞0.05）；評價遲發(fā)型VVR 發(fā)生率發(fā)現(xiàn)：糖水對比水發(fā)生率差異無顯著性（P＞0.05）；ORS 對比水，遲發(fā)型VVR 發(fā)生率平均下降值相差了-0.013【95%CI［-0.022，-0.004］】，ORS 對比糖水，遲發(fā)型VVR 發(fā)生率平均下降值相差了-0.008【95%CI［-0.017，-0.000］】，差異均有統(tǒng)計學意義（P＜0.05）；ORS 比水降低了48%遲發(fā)型VVR 風險［OR=0.52,95%CI（0.33～0.81）］，ORS 比糖水降低了38%遲發(fā)型VVR風險［OR=0.62,95%CI（0.39～0.98）］，差異有統(tǒng)計學意義（P＜0.05）。3 個組累計VVR 顯示了與遲發(fā)型VVR 相似的結(jié)果，見表3。

3 討論

獻血相關VVR，尤其是遲發(fā)型VVR 帶來的負面影響大，其監(jiān)測依賴回訪，低估漏報常見。為評估預防控制獻血相關VVR 的有效干預措施，本研究設計為可靠性較強的分層群組隨機對照試驗。群組隨機化方法均衡了環(huán)境、氣溫等多種外在因素影響引起的偏倚，但由于該方法隨機的水平是群組而非個體，潛在混雜因素的基線資料在個體水平上難免會出現(xiàn)不均衡的情況（表1 中的年齡，性別和BMI），因此本研究在計算ATT 時，將表1 中的混雜因素通過PSM 做了均衡處理。研究中2 個干預組和1個空白對照組分別為3種不同的補液方式。糖水被廣泛接受，但其對獻血相關VVR 的效果尚無可靠研究支持；另外，ORS Ⅲ是WHO 推薦的口服補液標準配方，其已被廣泛運用于預防和治療嚴重腹瀉[20]，但在獻血領域尚無應用，其有效性及運用劑量尚無研究；因此本研究將飲用糖水及飲用ORS Ⅲ分別作為干預，飲用水組作為空白對照。為考慮研究對象依從性對結(jié)果的影響，本研究還要求工作人員在現(xiàn)場記錄下獻血者實際接受干預的情況，以便在后續(xù)計算ATT 時，按實際干預情況分組。為降低低估漏報情況，本研究設計了嚴格的電話回訪要求。雖然電話回訪難以避免出現(xiàn)不少未接通的情況（圖1），但最終對于未接通的缺失數(shù)據(jù)，我們通過多重插補法填補[21]，該方法優(yōu)勢在于可以通過模擬缺失數(shù)據(jù)的分布，較好地保持變量之間的關系；插補過程產(chǎn)生多個中間插補值，可以利用插補值之間的變異反映缺失值的不確定性，包括抽樣的變異性和缺失原因不確定造成的變異性，并給出衡量估計結(jié)果不確定性的大量信息。本研究通過以上環(huán)節(jié)增強了結(jié)果的可靠性，為評估獻血相關VVR的有效干預措施提供較強的證據(jù)，以指導實踐。

本研究發(fā)現(xiàn)，廣州地區(qū)街頭全血獻血者在3種不同的獻血前補液方式的干預下，獻血相關血管迷走神經(jīng)反應的累計發(fā)生率為2.67%（2.29%～3.11%），其中，即發(fā)型和遲發(fā)型VVR的發(fā)生率分別為1.02%（0.79%～1.31%）和1.65%（1.36%～2.01%）。這些數(shù)據(jù)較1項Meta分析匯總了國內(nèi)63篇文獻報道的VVR 累計發(fā)生率［1.0%（0.9%～1.1%）］[22]高，推測可能原因是本研究通過較為嚴格的回訪發(fā)現(xiàn)了更多由于癥狀較輕而常被漏報的遲發(fā)型VVR獻血者。ITT 分析結(jié)果顯示對于即發(fā)型VVR 及累計VVR，3 種獻血前補液方式的效果沒有統(tǒng)計學差異，而獻血前喝ORS對比對照組飲用水可以顯著降低遲發(fā)型VVR［OR=0.59，95%CI（0.37～0.94）］（表2）。這一結(jié)果可以作為2016年Morand等[23]研究結(jié)果的補充，該研究的2個干預組分別是“等滲水”和“飲用水”，對照組是“建議喝水”，3 個組之間的比較發(fā)現(xiàn)“等滲水”較“建議喝水”對照組可以顯著降低遲發(fā)型VVR 發(fā)生率。但該研究未進行2 個干預組（即“等滲水”和“飲用水”）之間的兩兩比較；也就是說，“等滲水”和“飲用水”哪種干預更有效在該研究中是未知的。本研究中的“ORS”也是1種等滲液體，因此本研究的發(fā)現(xiàn)正好可以作為該研究的補充證據(jù)。

ITT 的分析方法忽略了依從性的影響，有可能掩蓋一部分干預效果[24]。為此，本研究進一步計算了任意2組間的干預組的平均處理效應（ATT）。不同于ITT 的分析，ATT 的計算只考慮實際接受干預的樣本，并且通過PSM的方法均衡了組間的多個已知混雜因素進行兩兩對比發(fā)現(xiàn)：補充糖水組對比飲用水組，無論是即發(fā)型VVR，遲發(fā)型VVR還是累計VVR 的預防效果都無差異；補充ORS 組對比飲用水組，可以顯著降低48%遲發(fā)型VVR［OR=0.52,95%CI（0.33～0.81）］及33%累計VVR的風險［OR=

0.67,95%CI（0.47～0.95）］；補充ORS組對比補充糖水組，可以顯著降低38%遲發(fā)型VVR［OR=0.62,95%CI（0.39～0.98）］及31%累計VVR［OR0.69,95%CI（0.49～0.98）］的風險；對比補充糖水組或飲用水組，補充ORS 組均未發(fā)現(xiàn)對預防即發(fā)型VVR 的差異有統(tǒng)計學意義［OR=0.86,95%CI（0.47～1.56）;OR=1.03,95%CI（0.55～1.94）］（表3）。ATT 的分析中，ORS 組對比飲用水組對累計VVR 發(fā)生率的影響出現(xiàn)了ITT分析中未發(fā)現(xiàn)的顯著性差異，即獻血前喝ORS 對預防累計VVR 比飲用水更有效［OR=0.67,95%CI（0.47～0.95）］，這是ATT 分析發(fā)現(xiàn)的ITT分析中被掩蓋的效果。

三種液體在預防即發(fā)型和遲發(fā)型VVR的作用是不一致的，這可能是因為即發(fā)型VVR 與遲發(fā)型VVR的誘發(fā)機制存在差異。這種差異在既往相關研究中也有提到：發(fā)生在獻血期間或獻血后立即出現(xiàn)的即發(fā)型反應可能由神經(jīng)介導，而獻血后遲發(fā)型的反應可能由直立不耐受加劇相對低血容量誘發(fā)[25]。這也說明ORS 可能是通過其出色的補液作用來預防遲發(fā)型VVR。ORS 補液的機制其一是提供合適的鹽，水和葡萄糖的混合物[26]，通過腸道表面的1種在葡萄糖存在的情況下能更好地吸收鹽的“鈉-葡萄糖協(xié)同轉(zhuǎn)運蛋白”，最大限度地吸收鹽，達到保留水分的目的[26-27]；其二是由于ORS 的配方滲透壓與血液非常接近，即為等滲液體，可以停留在血液里，從而迅速補充水分[28]。

由于獻血前補充ORS對預防遲發(fā)型VVR效果最好，下一步我們將根據(jù)本研究過程中建立的較為可靠的遲發(fā)型獻血相關VVR 監(jiān)測方法，建立遲發(fā)型VVR 獻血者的預測模型，用于獻血前預測易感人群，建議其獻血前補充ORS；對于其他人群，由于3種補液方式未發(fā)現(xiàn)對預防即發(fā)型VVR有差異，可讓獻血者根據(jù)自己的口感喜好任選獻血前飲品，從而實現(xiàn)獻血相關VVR的個性化防控。本研究也存在一定的不足之處，如輕度遲發(fā)型VVR 的判定依賴于研究人員根據(jù)獻血者的表述進行判斷，判斷標準存在一定的模糊地帶，下一步，將通過雙人判定等方式進一步提高研究的可靠性。