多臺儀器檢測血小板計數的測量不確定度評估

李文悌,李冠霖

鄭州大學第一附屬醫院檢驗科/河南省檢驗醫學重點實驗室,河南鄭州 450052

測量不確定度(MU)被定義為“基于所使用的信息,表示被測量值離散性的非負參數”,可用于評估醫學實驗室檢測結果的質量[1]。血小板計數(PLT)增多或減少可能危及患者生命,檢測全血PLT對診斷和治療相關疾病有重要意義[2]。因此,評估實驗室內血常規儀器檢測PLT的MU是十分必要的。盡管醫學實驗室質量和能力的要求ISO15189規定,參加認可的醫學實驗室必須評估MU[3],但ISO15189中沒有提供關于如何評估MU的明確建議,實驗室專業人員必須制訂相應的程序來擬定評估MU的數據和公式。

醫學實驗室MU評定指南ISO/TS 20914推薦采用自上而下的方法,使用長期室內質量控制(IQC)數據、校準數據和偏倚校正相關的不確定度來評估MU[4]。利用室間質量評價(EQA)數據是評估偏倚校正引入MU的一種方法[5]。盡管已有關于評估MU的文獻[6-7],但是仍缺乏介紹、評估多臺血常規儀器檢測結果MU的研究。為探討多臺血常規儀器檢測PLT的MU的方法,本研究采用自上而下的方法,基于IQC數據、用戶校準品與EQA數據評估實驗室內5臺血常規儀器檢測靜脈全血PLT結果的組合相對標準不確定度(ucrel)與擴展相對標準不確定度(Urel),另外將評估的ucrel與分析性能規范(APS)進行比較,以確定測量系統是否滿足APS的要求[8]。

1 資料與方法

1.1一般資料 分析2020年1月至2021年7月約18個月的邁瑞BC-6800 PLUS血常規檢測流水線的5臺儀器獲得的8 130個PLT的IQC結果,3個批號校準品參考值的相對MU與3次EQA的15個結果數據。按照試劑、質量控制(質控)品與校準品批號的更換將IQC結果分為9個分區。

1.2儀器與試劑 血常規檢測儀器為BC-6800Plus血液分析儀流水線,由1臺樣品分配裝置和5臺邁瑞常規血液檢測儀器(A～E)組成。靜脈全血被隨機分配到5臺儀器中的任意1臺進行檢測。儀器、試劑、室內質控品和校準品均來自深圳邁瑞生物醫學電子有限公司,EQA材料來自原衛生部臨床檢驗中心。室內質控品為邁瑞BC-6D常規血液質控品,有3個水平(1～3分別為低、中、高)。校準頻率為每半年1次。PLT校準品參考值溯源至國際血液標準化委員會2001推薦的參考測量方法。

1.3評估MU

1.3.1確定MU的來源 根據不同的臨床實驗室指南,對整體MU最重要的貢獻包括最終用戶校準品參考值的不確定度[u(cal)]、實驗室內重現性的標準不確定度[u(Rw)]和偏倚校正的不確定度[u(bias)][9-10]。標準不確定度不能相加或相乘,為了整合來自整個測量過程的不確定度,標準不確定度必須首先轉換為相對標準不確定度。因此,本研究使用了相對標準不確定度,包括最終用戶校準品參考值的相對標準不確定度[urel(cal)]、實驗室內重現性的相對標準不確定度[urel(Rw)]、偏倚校正引入的相對標準不確定度[ucrel(bias)]、ucrel和Urel[4]。

1.3.2計算urel(cal) 在統計期間使用了3個批號的校準品,urel(cal)由公式(1)計算:

(1)

ureli(cal)為第i次校準時校準品參考值的相對MU,由制造商提供,n為校準次數。

1.3.3計算urel(Rw) 按照PLT的質控品、試劑與校準品批號的更換情況,將每個水平的IQC結果進行分區,計算每臺儀器各個分區IQC結果的平均值、標準差(SD)和變異系數(CV)。使用公式(2)計算每臺儀器每個水平IQC結果的合并CV(CVpooled)[9]。

(2)

公式(2)表示計算室內質控結果CVi的加權平均值的方法,ni是第i個分區質控品的檢測數,CVi是第i個分區中IQC結果的CV。由于不同批次質控品的平均值不同,SD難以比較,因此使用的是CV[4]。urel(Rw)為實驗室內重現性的相對標準不確定度分量,等于CVpooled[11]。

5臺儀器檢測相同批次的質控品獲得的平均值可能不同,因此必須計算5臺儀器不同批次室內質控結果平均值的不精密度,并應用在組合不確定度[urel(pooled)]的計算中[4]。

(3)

(4)

式中i為第i臺儀器,n為儀器的數量。

1.3.4計算ucrel(bias) 實際工作中,由于每次EQA的公認值很難一致,所以采用EQA數據評定由偏倚引入的MU時采用相對值進行計算,需要的參數包括EQA組織者給出的公認值(Ccons)、實驗室測量值xi和由同組全部 EQA 數據得出的測量復現性RSDR[5],可按以下步驟計算:

(5)

(6)

(7)

RMSrel(bias)為方法和實驗室的相對偏倚,brel,i為單個 EQA測量值的相對偏倚量值,n為EQA樣本數,xi為實驗室單個EQA的測量值,Ccons,i為單個EQA的公認值,urel(cons,i)為單個EQA公認值的測量復現性引入的相對MU。RSDR,i為單個EQA結果的相對復現性,由EQA組織者提供。m為單次參加同組EQA的實驗室數量。urel(Ccons)為多個EQA公認值的測量復現性引入的相對MU。

1.3.5計算ucrel及Urelucrel的計算是基于urel(Rw)、urel(cal)與ucrel(bias)的2次組合[12]。

Urel=k×ucrel=

(8)

Urel(k=2),k是包含因子,對于正態分布的數據,k=2時,包含概率P=95.45%。以ucrel乘以2的包含因子來確定Urel,其正到負的包含區間在統計上表示真實值在這些范圍內的概率約為95%。按照要求,需要對Urel進行數字修約,本研究依照四舍五入的方法,將Urel的小數部分四舍五入為整數[4]。

2 結 果

2.1PLT的urel(cal) 3個批號Urel(cal),(k=2)分別為3.82%、4.67%、4.51%,使用公式(1)計算總的校準品示值的urel(cal)為2.17%。

2.2PLT的3個水平IQC結果的平均值與urel(Rw) 首先,IQC的結果為正態分布,5臺儀器檢測3個水平室內質控品的平均值和urel(Rw)見表1。PLT檢測結果的urel(Rw)隨著室內質控品水平的增加呈逐漸降低的現象,也印證了醫學實驗室中許多分析物的MU隨測量值的變化而變化的說法。本實驗室PLT低水平(水平1)的室內質控品結果的ucrel(Rw)約為高水平(水平3)的2倍。

表1 PLT的室內質控結果的平均值與urel(Rw)

2.3PLT的ucrel(bias) 分析3次原衛生部臨床檢驗中心收集的IQC數據,每次5個標本,共15個標本。計算的ucrel(bias)為4.89%。

2.4不同水平室內質控品結果的Urel5臺儀器檢測3個水平室內質控品的Urel(k=2)及水平分別為14%(56×109/L)、12%(220×109/L)、12%(414×109/L),3個室內質控品水平的ucrel均未達到MU的理想APS(4.85%),但都達到了MU的最小APS(7.28%),表明ucrel隨分析物水平的升高而降低。見表2。

表2 5臺儀器檢測的不同水平室內質控品PLT的MU(%)

3 討 論

ISO-TS 20914介紹了利用校準品參考值相關的不確定度、IQC數據和偏倚校正引入的不確定度評估MU的實用方法,不需要測量模型和復雜的統計數據[4],且評估MU必須包括檢測程序整個計量可追溯鏈引入的所有MU[13]。

計算MU是一個復雜的過程,實驗室必須考慮試劑、室內質控品與校準品批號的更換、不同的環境條件及操作人員等多種因素。本研究采集約18個月的IQC數據,覆蓋試劑、室內質控品和校準品批號更換、儀器維護保養、溫度與操作人員變化的情況,使采集的數據更具有代表性;計算所有儀器的長期MU,涵蓋了儀器內部和儀器之間性能的細微差異所引起的可變性;根據試劑批號、室內質控品批號與校準品批號的更換對IQC數據進行分區。

評定偏倚校正引入的MU推薦優先采用參考物質和正確度驗證計劃的標本,因其能夠計量溯源到公認的參考系統,其次采用EQA數據[5]。EQA材料的公認值是參加EQA計劃的同組實驗室數據去除離群值后的平均值,受許多因素的影響,不具備溯源性。本研究未使用參考物質來評定偏倚,也未能參與正確度驗證計劃,因此使用EQA數據來評定MU。北歐測試合作組織建議以6次EQA結果作為評定MU的依據,從而得到一個具有足夠可信度的與偏倚相關的不確定度,本研究采用15個EQA標本的結果評定MU。

如果CV隨檢測值水平變化而變化,則應使用多個MU[11]。本研究PLT的3個不同水平IQC數據的urel(pooled)不同,隨水平變化較大,因此本研究根據室內質控品水平計算了不同水平檢測值的MU。

本研究3個水平室內質控品結果的ucrel均達到標準MU的最小APS(7.28%),但是都未達到MU的理想APS(4.85%),回顧IQC數據發現,PLT的室內質控品從開始使用至使用完畢,其測定值呈上升的趨勢,但未觸犯失控限。因此,應溝通制造商改進制造IQC品的工藝。

本研究不足之處在于僅評定了測量過程相關檢驗結果的不確定度,未涉及其他可能導致診斷錯誤的因素,如生物學變異、季節變化和分析前變異等[14]。

本研究可能為臨床實驗室中使用自上而下的方法評估MU提供了基本實用的參考。評估MU有助于獲得檢驗程序性能質量的客觀信息,確定需要改進的分析物,并要求制造商提高其產品的分析性能質量。