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(diǎn)實(shí)驗(yàn)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(yīng)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(chǔ)。保障血液穩(wěn)定和安全供應(yīng)，最重要人群是長(zhǎng)期持續(xù)獻(xiàn)血的定期獻(xiàn)血者[1]。獻(xiàn)血不良反應(yīng)是定期獻(xiàn)血者形成的重要阻礙因素，是獻(xiàn)血者流失的首要原因[2]。獻(xiàn)血不良反應(yīng)中，最常見的類型是血管迷走神經(jīng)反應(yīng)（vasovagal response, VVR），以出汗、惡心、面色蒼白、疲勞為主要癥狀，小部分會(huì)出現(xiàn)暈厥等嚴(yán)重反應(yīng)[3]。VVR 發(fā)生在獻(xiàn)血現(xiàn)場(chǎng)時(shí)（以下簡(jiǎn)稱“即發(fā)型VVR”），在場(chǎng)醫(yī)護(hù)人員一般可以給予特殊護(hù)理，這部分獻(xiàn)血者大多癥狀輕微，醫(yī)學(xué)后果不嚴(yán)重。如VVR 發(fā)生在離開獻(xiàn)血場(chǎng)所后，即遲發(fā)型獻(xiàn)血相關(guān)血管迷走神經(jīng)反應(yīng)（以下簡(jiǎn)稱“遲發(fā)型VVR”），大概有6%的獻(xiàn)血者會(huì)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(xiàn)血者雖然未主動(dòng)向采供血機(jī)構(gòu)報(bào)告獻(xiàn)血后不適，但此后永久不再參加獻(xiàn)血[5]。此外，遲發(fā)型VVR還極容易通過社交媒體快速傳播，對(duì)采供血機(jī)構(gòu)形象造成嚴(yán)重?fù)p害，導(dǎo)致獻(xiàn)血人數(shù)急劇下降[6]?？梢?，遲發(fā)型VVR不僅嚴(yán)重影響獻(xiàn)血者獻(xiàn)血體驗(yàn)，還極易引起相關(guān)的法律和經(jīng)濟(jì)責(zé)任[7]。因此，研究遲發(fā)型VVR 有效干預(yù)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(bào)常見[8-9]；現(xiàn)有關(guān)于VVR干預(yù)的研究未能區(qū)分干預(yù)策略對(duì)于即發(fā)型及遲發(fā)型VVR的效果[10]，并且未考慮研究對(duì)象依從性的影響[11]。為了給遲發(fā)型VVR 干預(yù)措施提供更多研究證據(jù)，本研究通過整群隨機(jī)試驗(yàn)對(duì)比口服補(bǔ)液鹽（以下簡(jiǎn)稱ORS），糖水及飲用水3 種獻(xiàn)血前補(bǔ)液方式對(duì)預(yù)防即發(fā)及遲發(fā)型獻(xiàn)血相關(guān)血管迷走神經(jīng)反應(yīng)的效果，具體匯報(bào)如下。

1 方法

1.1 研究設(shè)計(jì)

完全隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)（randomized controlled trial，RCT）是評(píng)價(jià)干預(yù)措施效果評(píng)價(jià)最可靠的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，但若在同一獻(xiàn)血地點(diǎn)采用RCT，獻(xiàn)血者個(gè)體之間容易互相溝通交流，導(dǎo)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(jī)對(duì)照試驗(yàn)作為研究設(shè)計(jì)。根據(jù)本中心12 個(gè)固定獻(xiàn)血點(diǎn)的人群分布特征、所在行政區(qū)選出6個(gè)固定獻(xiàn)血點(diǎn)作為整群隨機(jī)試驗(yàn)的地點(diǎn)。

1.2 研究對(duì)象

2021 年1—6 月期間，自行前往選定的6 個(gè)固定獻(xiàn)血點(diǎn)獻(xiàn)血，獻(xiàn)血前體檢征詢及健康檢查，符合《獻(xiàn)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(yù)，并獨(dú)立完成電子問卷的閱讀及填寫的獻(xiàn)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(huì)人口學(xué)信息（如性別，年齡，身高，體重）和相關(guān)因素（如獻(xiàn)血量，獻(xiàn)血次數(shù)及最后一餐與獻(xiàn)血之間的時(shí)間間隔）。

1.4 干預(yù)措施

試驗(yàn)設(shè)1 個(gè)對(duì)照組和2 個(gè)干預(yù)組，分別為飲用水組、糖水組和ORS組。以上干預(yù)措施隨機(jī)分配到選定的6 個(gè)固定獻(xiàn)血點(diǎn)，詳情具體如下：分配到對(duì)照組的獻(xiàn)血點(diǎn)，研究人員為每名獻(xiàn)血者提供500 mL飲用水，請(qǐng)獻(xiàn)血者獻(xiàn)血前20 min 內(nèi)喝完；分配到糖水組的獻(xiàn)血點(diǎn)，研究人員將2 包太古白糖（5 g/包）溶解在500 mL 的水中，請(qǐng)獻(xiàn)血者在獻(xiàn)血前20 min內(nèi)喝完；分配到ORS 組的獻(xiàn)血點(diǎn)，研究人員將2 包ORS Ⅲ（5.125 g/包）溶解在500 mL 水中，并請(qǐng)獻(xiàn)血者在獻(xiàn)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(shí)施過程

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

1.6 結(jié)局評(píng)估

以獻(xiàn)血者在獻(xiàn)血現(xiàn)場(chǎng)的即發(fā)型VVR 發(fā)生率、獻(xiàn)血者離開獻(xiàn)血點(diǎn)后至48 h 內(nèi)[14]的遲發(fā)型VVR 發(fā)生率及其累計(jì)（以下簡(jiǎn)稱“累計(jì)VVR”）發(fā)生率為結(jié)局。以《獻(xiàn)血不良反應(yīng)分類指南（WS/T 551-2017）》作為判斷標(biāo)準(zhǔn)。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(xiàn)血者獻(xiàn)血后48 h[14]電話回訪獲得。負(fù)責(zé)回訪的研究人員被要求至少在3 個(gè)不同的時(shí)間給每個(gè)獻(xiàn)血者打3 次電話，以提高回復(fù)應(yīng)答率。

1.7 樣本量計(jì)算

根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)[11]，干預(yù)組和對(duì)照組的獻(xiàn)血相關(guān)血管迷走神經(jīng)累計(jì)發(fā)生率分別設(shè)為2%和4%，每群受試者的中位數(shù)是30個(gè)，群內(nèi)相關(guān)系數(shù)為0.01，顯著性水平為0.05，檢驗(yàn)效能為0.8，允許20%的受試者失訪，計(jì)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(yù)策略的隨機(jī)分配

飲用水組、糖水組和ORS組按隨機(jī)數(shù)排序。6個(gè)獻(xiàn)血點(diǎn)每天按照上述順序分配到3個(gè)小組。分配信息保密至當(dāng)天試驗(yàn)實(shí)施前公布。試驗(yàn)流程見圖1。

圖1 群組隨機(jī)試驗(yàn)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(jī)對(duì)照試驗(yàn)一般采用意向性分析（ITT）法分析各干預(yù)組的效果[15]。但在實(shí)際操作中，考慮到有部分研究對(duì)象可能會(huì)不依從被分配的干預(yù)策略接受干預(yù)，本研究還采用了基于傾向評(píng)分法（PSM）計(jì)算干預(yù)組的平均處理效應(yīng)（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(gè)組之間進(jìn)行兩兩比較來計(jì)算ATT。在本研究中，被納入PSM 的變量包括性別,年齡,BMI,獻(xiàn)血量,獻(xiàn)血者類型及最后一餐與獻(xiàn)血之間的時(shí)間間隔。使用該方法分析時(shí)，獻(xiàn)血者所接受的干預(yù)分組以實(shí)際接受的干預(yù)類型為準(zhǔn)，比如被隨機(jī)分配到糖水組的獻(xiàn)血者，實(shí)際上喝了白開水，則被歸類到飲用水組，如果獻(xiàn)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(xiàn)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(xiàn)血者并非100%應(yīng)答了電話回訪，未應(yīng)答的獻(xiàn)血者作為數(shù)據(jù)缺失處理。缺失值的分析和估算用鏈?zhǔn)椒匠潭嘀夭逖a(bǔ)法[17]：多重插補(bǔ)的迭代次數(shù)設(shè)置為5，由于涉及到隨機(jī)插補(bǔ)，為確保插補(bǔ)后的數(shù)據(jù)集可復(fù)現(xiàn)，設(shè)置316為隨機(jī)種子。

1.9.3 組群分析

由于本試驗(yàn)涉及群組，統(tǒng)計(jì)分析時(shí)還需要考慮群組的影響，需要用多層次Logistic 回歸模型[18]（一級(jí)=群組，二級(jí)=個(gè)體），群組水平的變量為獻(xiàn)血點(diǎn)，個(gè)體水平的變量包括性別、年齡、BMI、獻(xiàn)血量、獻(xiàn)血者類型以及最后一餐與獻(xiàn)血之間的時(shí)間間隔，分別對(duì)3個(gè)組之間的累計(jì)、即發(fā)型和遲發(fā)型VVR發(fā)生率進(jìn)行對(duì)比。插補(bǔ)獲得的5 個(gè)數(shù)據(jù)集分別納入多層次Logistic回歸模型分析，進(jìn)一步得到合并效應(yīng)。

1.10 統(tǒng)計(jì)軟件

樣本量計(jì)算是基于重復(fù)測(cè)量設(shè)計(jì)（二元結(jié)果）中多組時(shí)間平均響應(yīng)（time-averaged responses，TAD）的廣義估計(jì)方程（generalized estimating equations, GEE）方法進(jìn)行，用PASS 2021 軟件實(shí)現(xiàn)[19]。隨機(jī)分組由2007 Excel 軟件（Microsoft Corp.，Redmond，WA，USA）的“RAND（）”函數(shù)生成的隨機(jī)數(shù)實(shí)現(xiàn)。R 軟件（版本4.2.0）對(duì)以下數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析：PSM 方法均衡后的各組用Survival 包和MatchIt包的clogit 函數(shù)進(jìn)行條件邏輯回歸，獲得OR 值；多重插補(bǔ)法用“MICE”包實(shí)現(xiàn)；多層次Logistic 回歸模型用“l(fā)me4”包構(gòu)建；VVR 合并效應(yīng)用“with”函數(shù)得到。以P＜0.05作為有統(tǒng)計(jì)學(xué)差異的統(tǒng)計(jì)水準(zhǔn)。

1.11 倫理說明

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

2 結(jié)果

2021 年1—6 月，本中心6 個(gè)主要的固定獻(xiàn)血點(diǎn)共納入6 250 名全血獻(xiàn)血者，按獻(xiàn)血點(diǎn)和獻(xiàn)血日期分層為198 個(gè)群組。每個(gè)群組樣本量的中位數(shù)為29（IQR，20～43）。獻(xiàn)血者和群組的基線社會(huì)人口學(xué)信息見表1。研究對(duì)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(gè)BMI 和最后一餐與獻(xiàn)血之間的時(shí)間間隔缺失值，57個(gè)BMI異常值（表1）。研究對(duì)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(duì)應(yīng)液體，對(duì)照組1 940 名（98.6%）飲用完500 mL 水。3 名分配到糖水組的獻(xiàn)血者和1 名分配到ORS 組的獻(xiàn)血者喝了500 mL水，3名分配到對(duì)照組的獻(xiàn)血者和2名分配到ORS組的獻(xiàn)血者喝了500 mL太古白糖水。

2.1 血管迷走神經(jīng)反應(yīng)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(xiàn)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(jì)VVR 依賴電話回訪所得，那些未接通回訪電話的獻(xiàn)血者（1 197名，19.15%）為失訪樣本；即發(fā)型VVR 不涉及獻(xiàn)血后電話回訪，不存在失訪情況。所有缺失值通過多重插補(bǔ)法填補(bǔ)后獲得5個(gè)數(shù)據(jù)集。6 250 名獻(xiàn)血者（對(duì)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(jì)，即發(fā)型或遲發(fā)型VVR發(fā)生率均無顯著統(tǒng)計(jì)學(xué)差異。納入性別，年齡，獻(xiàn)血者類型，獻(xiàn)血量，BMI和最后一餐與獻(xiàn)血之間的時(shí)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(duì)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(píng)分匹配計(jì)算干預(yù)組的平均處理效應(yīng)（ATT）

ATT法評(píng)價(jià)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(píng)價(jià)遲發(fā)型VVR 發(fā)生率發(fā)現(xiàn)：糖水對(duì)比水發(fā)生率差異無顯著性（P＞0.05）；ORS 對(duì)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(duì)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(jì)學(xué)意義（P＜0.05）；ORS 比水降低了48%遲發(fā)型VVR 風(fēng)險(xiǎn)［OR=0.52,95%CI（0.33～0.81）］，ORS 比糖水降低了38%遲發(fā)型VVR風(fēng)險(xiǎn)［OR=0.62,95%CI（0.39～0.98）］，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）。3 個(gè)組累計(jì)VVR 顯示了與遲發(fā)型VVR 相似的結(jié)果，見表3。

3 討論

獻(xiàn)血相關(guān)VVR，尤其是遲發(fā)型VVR 帶來的負(fù)面影響大，其監(jiān)測(cè)依賴回訪，低估漏報(bào)常見。為評(píng)估預(yù)防控制獻(xiàn)血相關(guān)VVR 的有效干預(yù)措施，本研究設(shè)計(jì)為可靠性較強(qiáng)的分層群組隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)。群組隨機(jī)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(jī)的水平是群組而非個(gè)體，潛在混雜因素的基線資料在個(gè)體水平上難免會(huì)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(jì)算ATT 時(shí)，將表1 中的混雜因素通過PSM 做了均衡處理。研究中2 個(gè)干預(yù)組和1個(gè)空白對(duì)照組分別為3種不同的補(bǔ)液方式。糖水被廣泛接受，但其對(duì)獻(xiàn)血相關(guān)VVR 的效果尚無可靠研究支持；另外，ORS Ⅲ是WHO 推薦的口服補(bǔ)液標(biāo)準(zhǔn)配方，其已被廣泛運(yùn)用于預(yù)防和治療嚴(yán)重腹瀉[20]，但在獻(xiàn)血領(lǐng)域尚無應(yīng)用，其有效性及運(yùn)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(yù)，飲用水組作為空白對(duì)照。為考慮研究對(duì)象依從性對(duì)結(jié)果的影響，本研究還要求工作人員在現(xiàn)場(chǎng)記錄下獻(xiàn)血者實(shí)際接受干預(yù)的情況，以便在后續(xù)計(jì)算ATT 時(shí)，按實(shí)際干預(yù)情況分組。為降低低估漏報(bào)情況，本研究設(shè)計(jì)了嚴(yán)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(duì)于未接通的缺失數(shù)據(jù)，我們通過多重插補(bǔ)法填補(bǔ)[21]，該方法優(yōu)勢(shì)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(guān)系；插補(bǔ)過程產(chǎn)生多個(gè)中間插補(bǔ)值，可以利用插補(bǔ)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(jì)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(qiáng)了結(jié)果的可靠性，為評(píng)估獻(xiàn)血相關(guān)VVR的有效干預(yù)措施提供較強(qiáng)的證據(jù)，以指導(dǎo)實(shí)踐。

本研究發(fā)現(xiàn)，廣州地區(qū)街頭全血獻(xiàn)血者在3種不同的獻(xiàn)血前補(bǔ)液方式的干預(yù)下，獻(xiàn)血相關(guān)血管迷走神經(jīng)反應(yīng)的累計(jì)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(xiàng)Meta分析匯總了國(guó)內(nèi)63篇文獻(xiàn)報(bào)道的VVR 累計(jì)發(fā)生率［1.0%（0.9%～1.1%）］[22]高，推測(cè)可能原因是本研究通過較為嚴(yán)格的回訪發(fā)現(xiàn)了更多由于癥狀較輕而常被漏報(bào)的遲發(fā)型VVR獻(xiàn)血者。ITT 分析結(jié)果顯示對(duì)于即發(fā)型VVR 及累計(jì)VVR，3 種獻(xiàn)血前補(bǔ)液方式的效果沒有統(tǒng)計(jì)學(xué)差異，而獻(xiàn)血前喝ORS對(duì)比對(duì)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(bǔ)充，該研究的2個(gè)干預(yù)組分別是“等滲水”和“飲用水”，對(duì)照組是“建議喝水”，3 個(gè)組之間的比較發(fā)現(xiàn)“等滲水”較“建議喝水”對(duì)照組可以顯著降低遲發(fā)型VVR 發(fā)生率。但該研究未進(jìn)行2 個(gè)干預(yù)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(yù)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(bǔ)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(yù)效果[24]。為此，本研究進(jìn)一步計(jì)算了任意2組間的干預(yù)組的平均處理效應(yīng)（ATT）。不同于ITT 的分析，ATT 的計(jì)算只考慮實(shí)際接受干預(yù)的樣本，并且通過PSM的方法均衡了組間的多個(gè)已知混雜因素進(jìn)行兩兩對(duì)比發(fā)現(xiàn)：補(bǔ)充糖水組對(duì)比飲用水組，無論是即發(fā)型VVR，遲發(fā)型VVR還是累計(jì)VVR 的預(yù)防效果都無差異；補(bǔ)充ORS 組對(duì)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(jì)VVR的風(fēng)險(xiǎn)［OR=

0.67,95%CI（0.47～0.95）］；補(bǔ)充ORS組對(duì)比補(bǔ)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(jì)VVR［OR0.69,95%CI（0.49～0.98）］的風(fēng)險(xiǎn)；對(duì)比補(bǔ)充糖水組或飲用水組，補(bǔ)充ORS 組均未發(fā)現(xiàn)對(duì)預(yù)防即發(fā)型VVR 的差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)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(duì)比飲用水組對(duì)累計(jì)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(xiàn)血前喝ORS 對(duì)預(yù)防累計(jì)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(yù)防即發(fā)型和遲發(fā)型VVR的作用是不一致的，這可能是因?yàn)榧窗l(fā)型VVR 與遲發(fā)型VVR的誘發(fā)機(jī)制存在差異。這種差異在既往相關(guān)研究中也有提到：發(fā)生在獻(xiàn)血期間或獻(xiàn)血后立即出現(xiàn)的即發(fā)型反應(yīng)可能由神經(jīng)介導(dǎo)，而獻(xiàn)血后遲發(fā)型的反應(yīng)可能由直立不耐受加劇相對(duì)低血容量誘發(fā)[25]。這也說明ORS 可能是通過其出色的補(bǔ)液作用來預(yù)防遲發(fā)型VVR。ORS 補(bǔ)液的機(jī)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(yùn)蛋白”，最大限度地吸收鹽，達(dá)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(bǔ)充水分[28]。

由于獻(xiàn)血前補(bǔ)充ORS對(duì)預(yù)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(xiàn)血相關(guān)VVR 監(jiān)測(cè)方法，建立遲發(fā)型VVR 獻(xiàn)血者的預(yù)測(cè)模型，用于獻(xiàn)血前預(yù)測(cè)易感人群，建議其獻(xiàn)血前補(bǔ)充ORS；對(duì)于其他人群，由于3種補(bǔ)液方式未發(fā)現(xiàn)對(duì)預(yù)防即發(fā)型VVR有差異，可讓獻(xiàn)血者根據(jù)自己的口感喜好任選獻(xiàn)血前飲品，從而實(shí)現(xiàn)獻(xiàn)血相關(guān)VVR的個(gè)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(xiàn)血者的表述進(jìn)行判斷，判斷標(biāo)準(zhǔn)存在一定的模糊地帶，下一步，將通過雙人判定等方式進(jìn)一步提高研究的可靠性。