移動(dòng)差值控制圖評估臨床實(shí)驗(yàn)室肌鈣蛋白不確定度*

李 麗，李小佩，王建新，施英娟，顧文超，王惠民(南通大學(xué)附屬醫(yī)院檢驗(yàn)科，江蘇南通 226001)

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移動(dòng)差值控制圖評估臨床實(shí)驗(yàn)室肌鈣蛋白不確定度*

李 麗，李小佩#，王建新△，施英娟，顧文超，王惠民(南通大學(xué)附屬醫(yī)院檢驗(yàn)科，江蘇南通 226001)

目的 運(yùn)用控制圖評估肌鈣蛋白I(cTnI)測量不確定度。方法 采用日本東曹AIA-1800全自動(dòng)熒光磁微粒酶免分析儀測定cTnI控制品，1次/天，共30 d；用Anderson-Darling法檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的正態(tài)分布性和獨(dú)立性；建立單值-移動(dòng)差值及指數(shù)加權(quán)移動(dòng)平均值控制圖及評估不確定度。結(jié)果 Anderson-Darling檢驗(yàn)cTnI質(zhì)控?cái)?shù)據(jù)為正態(tài)分布性且具有獨(dú)立性，結(jié)果測量不確定為(0.218±0.016)μg/L，(k=2)。結(jié)論 移動(dòng)極差控制圖法可用來評估cTnI結(jié)果不確定度，本研究為臨床實(shí)驗(yàn)室評價(jià)不確定度提供了新的思路。

移動(dòng)差值控制圖； 不確定度； 肌鈣蛋白I

ISO15189：2012 5.5.1.4 提出實(shí)驗(yàn)室應(yīng)為檢驗(yàn)過程中用于報(bào)告患者被測量的每個(gè)測量程序確定測量不確定度。實(shí)驗(yàn)室應(yīng)規(guī)定每個(gè)測量程序的測量不確定度性能要求，并定期評審測量不確定度的評估結(jié)果[1]。臨床實(shí)驗(yàn)室工作量大，影響因素多，如何合理評估臨床實(shí)驗(yàn)室不確定度是檢驗(yàn)科同仁們關(guān)注的焦點(diǎn)。經(jīng)典GUM法的復(fù)雜模式評定常規(guī)測量的不確定度，操作繁瑣，不利于臨床工作的開展?！皌op-down”法在控制不確定度來源或程序的前提下評定測量不確定度，即運(yùn)用統(tǒng)計(jì)學(xué)原理直接評定特定測量系統(tǒng)受控結(jié)果的測量不確定度。21世紀(jì)初，一些計(jì)量專家與檢驗(yàn)專家建議用室內(nèi)控制品測量所得出的數(shù)據(jù)的2倍標(biāo)準(zhǔn)差作為擴(kuò)展不確定度結(jié)果。前提是測量結(jié)果在控，不考慮實(shí)驗(yàn)室偏倚。近年來，國內(nèi)學(xué)者根據(jù)“top-down”原理建立多種不確定度評定案例，有利推動(dòng)了臨床實(shí)驗(yàn)室評定不確定度的研究和探索[2-5]?？刂茍D(休哈特控制圖)涵蓋了所有產(chǎn)生隨機(jī)誤差的因素，如時(shí)間、人員、儀器校正等，是一種判斷測量過程有效的統(tǒng)計(jì)方法。通過對檢測過程進(jìn)行長期連續(xù)的監(jiān)視，發(fā)現(xiàn)系統(tǒng)誤差，及時(shí)采取措施減小其影響，使測量結(jié)果準(zhǔn)確。當(dāng)質(zhì)量出現(xiàn)失控狀態(tài)或呈現(xiàn)失控趨勢的時(shí)候，控制圖及時(shí)反映，起到預(yù)警作用，促進(jìn)實(shí)驗(yàn)室持續(xù)改正。國家標(biāo)準(zhǔn)GB/T27407-2010建議使用統(tǒng)計(jì)控制圖法評定不確定度，中國合格評定國家認(rèn)可委員會(huì)(CNAS)發(fā)布的 GL34 指南文件提出控制圖技術(shù)可用來進(jìn)行不確定度評估[6-7]。這種方法能否用于醫(yī)學(xué)實(shí)驗(yàn)室進(jìn)行不確度評估呢？本文以肌鈣蛋白I(cTnI)為例，運(yùn)用控制圖評估測量不確定度，現(xiàn)報(bào)道如下。

1 材料與方法

1.1 試劑與儀器

1.1.1 標(biāo)本 美國伯樂(BIO-RAD)公司定值質(zhì)控血清，批號23551。

1.1.2 試劑和校準(zhǔn)品 日本東曹公司AIA-PACK cTnI檢測試劑盒，試劑批號DY188A6，校準(zhǔn)品批號38832。

1.1.3 儀器 日本東曹AIA-1800全自動(dòng)熒光磁微粒酶免分析儀。

1.2 測量方法 AIA-1800全自動(dòng)熒光磁微粒酶免分析儀隨標(biāo)本測定控制品cTnI濃度。

1.3 不確定度評估[7]

有效結(jié)果排序成X1≤X2≤Xn。

使用標(biāo)準(zhǔn)化正態(tài)變量的累積概率表，將wi值換算成標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)累積概率pi值：

MR=|Xi+1-Xi|(公式4)

標(biāo)準(zhǔn)偏差A(yù)2(SMR)、標(biāo)準(zhǔn)偏差A(yù)2*(SMR)參見公式2、3。

1.3.2 建立控制圖 根據(jù)公式計(jì)算建立控制品測量數(shù)據(jù)的單值圖-指數(shù)加權(quán)移動(dòng)平均值(EWMA)疊加圖和移動(dòng)差值MR圖。

EWMAi=X0(公式8)

EWMAi=(1-) EWMAi+1λiXi(公式9)

式中λ指數(shù)加權(quán)因子取值0.4。

1.3.3 系統(tǒng)誤差檢驗(yàn) 根據(jù)公式15計(jì)算系統(tǒng)誤差是否可忽略。

式中RQV為BIO-RAD公司定值質(zhì)控血清提供的靶值，S為標(biāo)準(zhǔn)差，n為測量次數(shù)。

1.3.4 不確定度評估 移動(dòng)差值圖中顯示為隨機(jī)分布的圖形，可以認(rèn)為測量系統(tǒng)僅受隨機(jī)誤差的影響。期間精密度測量條件下，計(jì)算不確定度(U)。

U=2×SR(公式16)

2 結(jié) 果

2.1cTnI質(zhì)控?cái)?shù)據(jù)平均值為0.218μg/L；標(biāo)準(zhǔn)偏差S為0.008μg/L；A2標(biāo)準(zhǔn)偏差S為0.758μg/L。A2*標(biāo)準(zhǔn)偏差SR為0.737μg/L。A2值小于1.0μg/L，表明測量系統(tǒng)處于正態(tài)分布控制狀態(tài)且具有獨(dú)立性，正態(tài)性檢驗(yàn)概率見圖1。cTnI質(zhì)控?cái)?shù)據(jù)移動(dòng)差值平均值MR為0.010μg/L；標(biāo)準(zhǔn)偏差SR為0.008μg/L；A2(MR)為0.409μg/L，A2*(MR)為0.398μg/L。A2*(MR)小于1.0μg/L，表明測量系統(tǒng)處于正態(tài)分布控制狀態(tài)且具有獨(dú)立性，正態(tài)性檢驗(yàn)概率圖見圖2。

2.2cTnI控制品測量數(shù)據(jù)的EWMA疊加圖和移動(dòng)差值MR圖見圖3、4。

2.3 系統(tǒng)誤差檢驗(yàn) t值為1.54，已知t臨界為2.045，t

2.4 U評估，根據(jù)公式6計(jì)算SR為0.008μg/L，根據(jù)公式16測量結(jié)果的U為(0.218±0.016)μg/L，(k=2)。

圖1 cTnI質(zhì)控?cái)?shù)據(jù)AD法正態(tài)性檢驗(yàn)概率圖

圖2 cTnI質(zhì)控?cái)?shù)據(jù)差值A(chǔ)D法正態(tài)性檢驗(yàn)概率圖

注：------測量數(shù)據(jù)單值線，——為指數(shù)加權(quán)移動(dòng)平均值線。

圖3cTnI單值-EWMA疊加圖

圖4 cTnI移動(dòng)差值控制圖

3 討 論

移動(dòng)差值控制圖可判斷測量過程是否處于正常狀態(tài)，根據(jù)AD方法檢驗(yàn)測量系統(tǒng)是否為正態(tài)分布控制狀態(tài)和獨(dú)立性，通過MR控制圖、EWMA進(jìn)行疊加檢測、監(jiān)控檢測有效性數(shù)據(jù)的發(fā)展趨勢?？刂茍D技術(shù)可以將試劑的老化、儀器的漂移、人員操作的波動(dòng)、實(shí)驗(yàn)室環(huán)境的變化等系統(tǒng)效應(yīng)因素組成批次進(jìn)行監(jiān)控；還可檢測測量體系長期的穩(wěn)定性、精密度和偏倚等，驗(yàn)證測量體系的性能。本研究AD正態(tài)性統(tǒng)計(jì)量A2(MR)、A2*(MR)值分別為0.409及0.398μg/L，小于1.0μg/L，證明測試方法是處于統(tǒng)計(jì)受控(即樣品的獨(dú)立測量結(jié)果與其標(biāo)準(zhǔn)濃度呈正態(tài)分布)?？刂破菲骄禐?.218μg/L；標(biāo)準(zhǔn)偏差為0.008μg/L，通過t檢驗(yàn)判斷系統(tǒng)誤差差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05)，可忽略不計(jì)。從圖3數(shù)據(jù)分布來看，測量系統(tǒng)僅受隨機(jī)變異影響；EWMA值疊加有助于測量值偏倚的監(jiān)測和隨機(jī)因素的微小預(yù)測控制。圖4表明測量系統(tǒng)僅受隨機(jī)誤差影響，偏倚受控。祝文彩等[8]認(rèn)為單值-移動(dòng)極差法比傳統(tǒng)質(zhì)控圖更能合理地判斷質(zhì)量結(jié)果，與本研究基本一致。

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Evaluation on determination uncertainty of cTnI in clinical laboratory with mobile difference control chart*

LILi,LIXiao-pei#,WANGJian-xin△,SIYing-juan,GUWen-cao,WANGHui-min

(DepartmentofClinicalLaboratory，AffiliatedHospitalofNantongUniversity，Nantong，Jiangsu226001,China)

Objective To use the control chart technique for evaluating the measurement uncertainty of cTnI.Methods The control of cTnI was detected by TOSOH AIA-1800 automatic enzyme immunoassay system once a day for 30 d.The Anderson-Darling method was adopted to test the normal distribution and independence of the cTnI data;the control chart of single value,mobile difference and exponentially weighted moving average was established and the uncertainty was evaluated.Results The Anderson-Darling test showed that the cTnI quality control data were the normal distribution with independence.The measurement uncertainty of cTnI was (0.218±0.016) μg/L,(k=2).Conclusion The mobile difference control chart could be used to evaluate the uncertainty of cTnI results.This research provides a new idea for clinical laboratory evaluating the measurement uncertainty.

moving range chart control chart； uncertainty of measurement； cTnI

南通大學(xué)自然科學(xué)基金(13Z018)。

李麗，女，本科，主管技師，主要從事實(shí)驗(yàn)室管理工作。#共同第一作者。

△通訊作者，E-mail:wwbft@126.com。

10.3969/j.issn.1672-9455.2015.09.015

A

1672-9455(2015)09-1218-02

2014-10-04

2015-01-16)