围手术期液体管理中生理盐水用量和移植肾功能延迟恢复的关系( 二 )
患者的人口统计学数据 ， 如年龄、性别和体重指数 ， 以及围手术期数据 ， 如手术时间、药物、晶体类型和体积 ， 以及所有其他液体使用从电子麻醉记录单中获取 。移植肾和供体数据来自肾移植受者科学登记标准分析文件 。
结果变量
先验定义的主要结果是发生移植肾功能延迟恢复 ， 即肾移植手术后1周内需要透析 。所有结果数据均来自肾移植受者科学登记标准分析文件 。
亚组分析
为探索死亡供体和活体供者混合队列的可能异质性 ， 分别对这两个亚组重新运行了主要logistic回归模型 ， 并测试了主要暴露因素和供者类型之间的相互作用 。
统计分析
所有分析均基于研究方案进行 ， 除非明确为事后分析（post hoc analysis） 。采用卡方检验、Fisher精确检验、Mann-Whitney U检验或独立样本t检验评估双变量相关性 。除了部分记录中缺少冷缺血时间外 ， 数据基本完整 。为比较低占比、中占比、高占比生理盐水组的移植肾功能延迟恢复发生率 ， 研究者按照研究组和相关亚组确定了未调整的风险 。为调整来自非随机治疗分配的潜在混杂因素 ， 研究者拟合了一个多变量逻辑回归模型 ， 使用十分位数的拟合风险评估了Hosmer–Lemeshow试验的整体模型拟合度 ， 将C-统计量作为模型辨别能力的标志 ， 还通过似然比检验评估了生理盐水变量对整体模型拟合的贡献 。
事后分析
【围手术期液体管理中生理盐水用量和移植肾功能延迟恢复的关系】为了解决主要暴露变量（生理盐水百分比）不能反映生理盐水用量的问题 ， 研究者对生理盐水用量进行了分层：无生理盐水、小于等于2 L生理盐水和超过2 L ， 以此替代暴露变量与主要逻辑回归模型一起使用 。为了解决将生理盐水百分比划分为30%和80%临界值可能会产生偏差的问题 ， 对生理盐水百分比重新分层：临界值分别为20%、40%、60%和80%生理盐水 ， 将替代暴露变量与主要逻辑回归模型一起使用 。为了探讨移植时未接受透析的肾移植受者的可能影响 ， 研究者排除了该亚组后重新进行了模型分析 。数据以平均值±标准差表示 。
所有P值均用于双侧假设检验 ， 以0.05的显著性水平评价统计学意义 ， 研究使用Stata 14.2进行所有的统计分析 。
结 果
RESULTS
本研究纳入2515例肾移植病例 。2005年至2015年间 ， 22例患者接受了两次肾移植手术 。队列的平均年龄为52±14岁 ， 58.1%(1461)为男性 ， 58.5%(1472)接受了死亡的供体移植肾 。16例(0.6%)供体肾在移植前接受了机器灌注 。385例患者(15%)接受30%或以下的生理盐水（低占比生理盐水组） ， 646例(26%)接受大于30%但小于80%的生理盐水（中等占比生理盐水组） ， 1484例(59%)接受80%或以上的生理盐水（高占比生理盐水组） 。在2515例患者中 ， 216例患者(9%)未接受任何生理盐水 ， 1402例(56%)仅接受生理盐水 。多年来 ， 接受80%或以上生理盐水治疗的患者比例从2005年至2007年的75%(348/465)降至2014年至2015年的27%(106/397) 。
低占比、中等占比、高占比生理盐水组的基线特征如表1所示 。生理盐水用量的平均体积在低占比生理盐水组为264±384ml ， 在高占比生理盐水组为2861±1344ml（表2） 。研究者还评估了单个协变量与结果指标移植肾功能延迟恢复发生率的关联 。正如预期的那样 ， 一些与患者和供体相关的特征与移植肾功能延迟恢复有关 。在麻醉和手术相关特征中 ， 手术时长和生理盐水组与移植肾功能延迟恢复相关 。
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