血清谷丙转氨酶_谷草转氨酶测定分析中的测量不确定度评定

第 28 卷第 4 期 实 验 与 检 验 医 学 Vol.28 No.4 2010 年 8 月 EXPERIMENTAL AND LABORATORY MEDICINE Aug. 2010 ·实验研究· 临床检验的主要任务就是对采集标本的各种特 性进行赋值，所赋的值准确性、可靠性以及其他的分 散性都会直接影响到疾病的诊断、治疗的确定 以及疗效的观察。 因此，ISO 15189(医学实验室质量 和能力的专用要求)中明确要求“必要且可能时，实 验室应确定检验结果的不确定度”，IFCC 公布的酶 的参考方法中也采用了不确定度。 所以，在临床检 验工作中应用不确定度这个概念并进行测量不确定 度的评定十分重要[1]。现以血清谷丙转氨酶(ALT)、谷 草转氨酶(AST)测定为例，对医学实验室测量不确定 度(Uncertainty of measurement, UM)的评定进行了初 步的尝试，报告如下。 1 材料与方法 1.1 仪器和试剂 罗氏公司生产的 Modular P800 全自动生化仪及其配套试剂、质控品、校准品。 1.2 测量不确定度评定方法的步骤 规定被测定 量；识别不确定度的来源；不确定度分量的量化；计 算合成不确定度和扩展不确定度[2]。 1.3 用 EXCEL 2003进行统计。 2 结果 2.1 数学模型 鉴于临床生化检验采用全自动分析，标本上样 后仪器自动检测、分析、得出结果，故建立其简单的 数学模型为 Cx=(Cc×Ax)/Ac。 其中：Cx=待测血清浓度： Cc=校准血清浓度；Ac=校准血清的吸光度：Ax=待测 血清吸光度。 2.2 识别不确定度来源 医学检测存在很多潜在的“不确定性”，可显著 影响检测结果(如不良的标本采集或运输，患者相关 因素，如生物变异和使用药物，抄写和报告错误等)， 重要的是识别和减少这些因素 (如 ISO 15189 所讲 “如果所收到的原始样品不适于检验或可能影响检 验结果，应在报告中说明”)，分析前和分析后影响并 不影响检测程序本身固有的不确定度， 因此这些因 素可排除在测量的不确定度的评估外 [3]，本文仅考 虑分析中的不确定度来源，见图 1。 2.3 不确定度的量化 2.3.1 不精密度引入的不确定度采取 A 类标准不 确定度评定 总不精密度引入的不确定度是根据 NCCLS 颁布 EP5-A2 文件要求 [4]，用罗氏高、中水平 质控品每天检测两批，每批重复检测两次，共 20天， 每个水平均获得 80个可有效数据，统计出批内标准 差 Sr、批间标准差 Srr、日间标准差 Sdd，根据公式总标 准差 ST= S 2 r+S 2 rr+S 2 dd姨 =u(Aimpr)，可得到 ALT 在 55U/L 时 标准不确度 u(Aimpr)为 2.10 ，ALT 在 130U/L 时标准 血清谷丙转氨酶、谷草转氨酶测定分析中的测量不确定度评定 梅 敏，李海珠，帅 虎 (肇庆市第一人民医院，广东 肇庆 526021) 作者简介：梅敏，男，1974 年 8 月出生，汉族，江西临川人，副 主任技师，毕业于江西省九江医学专科学校医学检验专业。 摘 要：目的 探讨血清谷丙转氨酶(ALT)、谷草转氨酶(AST)分析中的测量不确定度评估的方法。 方法 对血清谷丙转氨酶、谷 草转氨酶分析中的过程进行描述，分析测量不确定度的来源，对各个不确定度分量进行评估，然后计算合成标准不确定度和扩 展不确定度。 结果 取 k=2 时，ALT 在 55U/L 时扩展不确定度为 5.36U/L (9.7%)，ALT 在 130 U/L 时扩展不确定度为 11.65U/L (9.0%)，AST 在 32 U/L 时扩展不确定度为 2.89U/L(9.0%)，AST 在 124 U/L 时扩展不确定度为 8.47 U/L(6.8%)。 结论 结果的测 量不确定度是与检测结果数值相关的，它随结果的高低不同而发生变化，而且测定不确定度比例在不同水平的结果也不相同。 关键词：测量的不确定度；谷丙转氨酶；谷草转氨酶；分析中；评定 中图分类号 R446.11+2 文献标识码 A 文章编号 1674-1129(2010)04-0371-02 doi:10.3969/j.issn.1674-1129.2010.04.017 图 1 分析中测量的不确定度来源 371· · 第 28 卷第 4 期 实 验 与 检 验 医 学 Vol.28 No.4 2010 年 8 月 EXPERIMENTAL AND LABORATORY MEDICINE Aug. 2010 不确度 u(Aimpr)为 4.40，AST 在 32U/L 时标准不确度 u(Aimpr)为 1.02，AST 在 124U/L 时标准不确度 u(Aimpr) 为 2.17。 结果见 1。 2.3.2 准确度的不确定度采取 B 类标准不确定度 评定 2.3.2.1 制造商提供 ALT 校准液 (靶值为 84.9U/L) 不确定度为 0.924U/L (k=2)， AST 校准液 (靶值为 94.3U/L)不确定度为 0.825U/L(k=2)，按正态分布，则 ALT 标准不确定度 u(Bcal)=0.924/2=0.462U/L，AST 标 准不确定度 u(Bcal)=0.825/2=0.413U/L。 2.3.2.2 制造商提供因仪器差异而导致校准液靶 值的不确定度为 5%(k=2)，根据公式 u(Binstr)=(0.05/2) ×X，经计算可得 ALT 在 55U/L 时标准不确度 u(Binstr) 为 1.375U/L，ALT 在 130 U/L 时标准不确度 u(Binstr) 为 3.25U/L，AST 在 32 U/L 时标准不确度 u (Binstr)为 0.80U/L，AST 在 124 U/L 时标准不确度 u (Binstr)为 3.10U/L。 2.3.2.3 制造商提供因试剂差异而导致校准液靶 值的不确定度为 3%，根据公式 u(Breag)=(0.03/2)×X， 经计算可得 ALT 在 55U/L 时标准不确度 u (Breag)为 0.825U/L，ALT 在 130U/L 时标准不确度 u (Breag)为 1.95U/L，AST 在 32U/L 时标准不确度 u (Breag)为 0.48U/L，AST 在 124 U/L 时标准不确度 u (Breag)为 1.86U/L。 2.4 合成标准不确定度和扩展不确定度计算 2.4.1 合成标准不确定度 根据不确定度传播率， 合成标准不确定度等于各分量的平方和的平方根。 uc= u(Aimpr) 2 +u(Bcal) 2 +u(Binstr) 2 +u(Breag) 2姨 由此公式可计算出 ALT 在 55U/L 时标准不确 定度为 2.68U/L，ALT 在 130 U/L 时标准不确定度为 5.83 U/L，AST 在 32 U/L 时标准不确定度为 1.44 U/ L，AST在 124 U/L时标准不确定度为 4.24 U/L。 2.4.2 扩展不确定度取 95％可信区间， 包含因子 k=2， 则扩展不确定度 U=2×uc， 由此公式可计算出 ALT 在 55U/L 时扩展不确定度为 5.36U/L (9.7%)， ALT 在 130U/L 时扩展不确定度为 11.65U/L(9.0%)， AST 在 32U/L 时扩展不确定度为 2.89U/L (9.0%)， AST在 124U/L时扩展不确定度为 8.47 U/L(6.8%)。 3 讨论 测量的不确定度是指与测量结果相关的参数， 表征可合理地赋予被测量值的分散性，它是一个代 表测量结果质量的参数，其基本含义是对测量结果 的“怀疑”[5]。 测量的不确定度是由各种误差(或变异) 造成的，但误差有时会抵消、有时却重叠；因此有时 单次测定结果与真值相差有时很大，有时很小，甚至 就是真值，这就是量值不确定性。 ISO15189，5.6.2 规定 “不确定度来源可包括采 样、样品制备、样品部分的选择、校准品、参考物质、 输入量、所用设备、环境条件、样本状态和操作人员 的变更”。 在本文中，将不在实际检测方法中的不确 定度组分(如分析前和分析后的各个组分 )，排除在 此次评定之外，而只针对分析中测量不确定度的两 个主要不确定度来源。第一不确定度来源于准确度， 有很多学者在对准确度这一分量进行评估时都把偏 倚本身也当作不确定度的一部分，但是进行测量不 确定度评定时，应首先保证测量的完整性，对可能具 有的系统误差进行修正后再进行测量 [6]，虽然严格 来讲偏倚不是系统误差，它是由修正系统效应不完 善引起的测量结果的变异，但它常用来估计系统误 差，即检测结果的预期值与可接受值之间的差异，这 个差异是可以修正的，因此在不确定度评估之前，应 对这种可知的差异进行修正，而且应对这种差异的 不确定性进行评估，这些差异的不确定性主要来自 各级室间质评质控物的基质效应和约定真值的不确 定性。对能完全溯源的方法(如校准品具有与国际认 可标准相关的声称偏差和不精密度)而言，如使用适 当的校正因子，则报告的结果没有系统偏差[7]。 对这 类准确度的不确定度的评估主要为校准品的不确定 度，校准品的不确定度包括校准品本身质量的不确 定度和仪器间差异、试剂间差异产生的对校准品定 值的不确定度，这些不确定度应由校准物质、仪器、 试剂的生产厂商提供或制备校准品的实验室自行估 计。 另一类不确定度来源不精密度数据，与时间相 关的精密度组成部分主要有重复性 (批内精密度)、 批间精密度、日间精密度和室内精密度(总精密度)， 各种不精密度所反映的影响因素是不同的，目前部 分学者仅考虑批内不精密度分量，部分考虑批内和 批间不精密度，或考虑日间精密度。 而在实际使用 中临床只关心的是检测系统总的不精(下转第 394 页) 表 1 ALT、AST 两水平各种精密度标准差结果 质控 ALT PNU PPU PPU n X Sr Srr Sdd 80 55 0.62 0.95 1.67 80 130 1.33 1.84 3.77 80 32 0.27 0.52 0.84 80 124 0.75 1.06 1.74 AST PNU 372· · 第 28 卷第 4 期 实 验 与 检 验 医 学 Vol.28 No.4 2010 年 8 月 EXPERIMENTAL AND LABORATORY MEDICINE Aug. 2010 (上接第 372 页)密度，因此自 20 世纪 90 年代起，国际 上推荐使用总不精密度，总不精密度则反映较长时 间内的环境因素的变化以及人员操作、仪器状态、试 剂稳定性等对结果的影响，因此它更能反映单个测 量结果的不一致性。 本文发现结果的测量不确定度是与检测结果数 值相关的，它随结果的高低不同而发生变化，而且测 量不确定度比例在不同水平的结果也不相同，这表 明它可能与结果数值的不呈线性相关。 即使在类似 原理的项目之间，各水平结果的测量不确定度也有 较大差异，但同时表明了在低水平结果的测量不确 度要高于高水平结果的不确定度，这就给我们报告 结果的不确定度提出很大问题，我们不可能将所有 水平的结果都进行测量不确定量的评估。 另外由于 临床实验室的特点和严重缺陷，无法在病人检验报 告中使用测量不确定度，因此从目前来讲，测量不确 定度只能用于我们检验人员更好地理解检验结果， 有助于提高检验质量(选用精度高的方法)；其次在 医师判断检验结果和进行患者告知时留有余地。 参 考 文 献 [1] 张雯艳,孙庆霞,丁家华.测量不确定度及其在临床检验中的应用 [J].中华检验医学杂志, 2006,29(7):590-592. [2] 中国合格评定国家认可委员会.CNAS-CE06 化学分析中不确定 度的评估指南[S].北京:计量出版社, 2006:6. [3] 王治国编著 .临床检验质量控制技术 [M].北京 :人民卫生出版社 , 2008:432-433. [4] 杨有业,张秀明.临床检验方法学评价[M].北京 :人民卫生出版社 , 2009:98-117. [5] 陈文祥,申子瑜,杨振华.临床检验中的测量不确定度[J].中华检验 医学杂志, 2007,30(9):967-971. [6] 冯仁丰.临床检验中常规检验结果是否必须引入不确定度的商榷 [J].中华检验医学杂志, 2008,31(3)：338-342. [7] 汪子伟.临床实验室的量值溯源和测量不确定度估计[J].现代实用 医学, 2009,21(8):797-798. 表 2 2006～2010 年新建县居民户食用碘盐监测结果频数分布 自体免疫性疾病的产生，长期摄入高碘除造成高碘性甲状腺 肿流行外，还可能引起高碘性甲亢、桥本氏甲状腺炎、甲状腺 癌及其它自身免疫性甲状腺疾病的发病率增高；胎儿、新生 儿高碘甲状腺肿可因甲肿而压迫气管造成窒息死亡，因此我 们在防治碘缺乏病的同时，更应该警惕碘过量的风险，在此 我们提请相关监管部门和生产企业注意此类问题的出现，避 免人为造成的碘过量[7]。 食盐加碘是消除 IDD 的最有效﹑最经济可行的措施，碘 盐监测是对干预措施即全民食盐加碘进程的动态观察，可逐 月逐年了解全民食盐加碘措施的落实情况和存在的问题。 为 全面﹑准确掌握本县居民食用碘盐的情况，及时发现问题，并 采取相应的干预措施，保证居民食用合格碘盐，必须长期﹑系 统地开展碘盐监测工作，即使在一些碘缺乏病已基本控制或 控制后的地区，也应如此[8]。 全民食用碘盐是一项长期艰巨的任务，在今后的工作中 我们不仅要加大宣传 IDD 防治知识，不断提高人们的健康意 识，正确储存和食用碘盐，让居民自觉抵制私盐，合理使用碘 盐，而我们监测人员工作也必须认真负责，抽样要随机，检测 人员应尽量减小实验过程中的误差；同时我们更要警惕高碘 带来的危害，这就需要生产企业必须严格按照国家标准要求 加碘，切不可盲目的加碘，造成碘过量。 还需要盐业、工商、质 监、食品药品监督、 卫生等多部门的通力协作，各司其职，使 广大人们群众都能主动自觉的食用碘盐拒绝非碘盐，身体健 康才能得到保障。 参 考 文 献 [1] 沈俊毅，张颖琦.上海市虹口区 2002～2008 年居民碘盐监测结果 [J].上海预防医学杂志, 2010,22(1):28-29. [2] 卫 芳，单竹周，张羽权等 .2005～2006 年黔东南州碘盐监测结果 分析[J].中国地方病防治杂志, 2008,23(4):295-297. [3] 卫生部.全国碘盐监测方案(修订).2006:1-8. [4] GB/T13025.7-1999 制盐工业通用实验方法碘离子的测定[S]. 北 京:中国标准出版社, 1999:1-5. [5] GB 5461-2000.食用盐[S]. 北京:中国标准出版社, 2000:1-7. [6] GB I6006-2008.碘缺乏病消除标准 [S].北京：中国标准出版社 , 2008:1-10. [7] 陈海波，胡旦芳.南昌市青山湖区 2008～2009 年碘盐监测结果分 析[J].实验与检验医学, 2010,28(3):284-285. [8]林生茂，张冬生，郑育驯.2004~ 2008 年揭阳市榕城区居民食用碘 盐监测情况分析[J].河南预防医学杂志, 2009,20(4):255-256,272. (对所有参与碘盐监测的本中心同事在此表示感谢)。 年份 检测份数 碘盐份数 碘含量(mg/kg)频数分布(%) 盐碘含量 (mg/kg) x±s (mg/kg) 盐碘中位数 (mg/kg) 相对标准 偏差(%)＜5 5～20 20～50 ＞50 2006 2007 2008 2009 2010 288 288 288 288 288 288 266 287 288 284 0(0) 22(7.64) 1(0.35) 0(0) 4(1.39) 0(0) 1(0.35) 4(1.39) 3(1.04) 4(1.39) 288(100) 263(91.32) 275(95.49) 277(96.18) 276(95.83) 0(0) 2(0.69) 8(2.78) 8(2.78) 4(1.39) 20.00～47.52 11.84～73.60 17.98～126.90 5.29～83.54 5.29～58.16 30.42±4.39 33.73±5.63 36.57±8.09 34.38±6.79 33.53±6.58 29.68 33.74 35.96 34.11 32.84 14.43 16.69 22.12 19.75 19.62 合计 1440 1413 27(1.88) 12(0.83) 1379(95.76) 22(1.53) 5.29～126.90 33.72±6.72 33.21 19.93 394· ·