./用患者樣本進行方法比較和偏差估計1序言1.1目的本文件給臨床實驗室設備的用戶和制造商提供了在測試同一分析物時,設計實驗來評價兩種方法間的偏差的指導原則。理想情況下,測試〔或候選方法應當與參考方法比較。但是對用戶來說,比較方法通常是目前的日常方法,并且評價的目的是確定這兩種方法在實驗統計的功效是否產生相等的結果。在這種情況下,主要關注的是確定測試方法是否是當前方法合適的替代品。本指導原則允許兩種方法間的偏差評估〔期望差異在不同的濃度進行評價。如果比較方法與制造商在聲明述中所用的相同,可以將統計的實驗結果與制造商的聲明比較來確認可接受性能。1.2一般比較實驗的概述評價一種分析方法需要下面的容：操作者有足夠的時間熟悉設備操作和維護步驟。操作者有足夠的時間熟悉評價方案。確保在整個實驗期測試和比較方法在合適的質量控制中。有足夠的數據來確保測試和比較方法有代表性的數據?！捕嗌贁祿嫵勺銐虻臄祿Q于兩種方法的精密度和干擾影響,和兩種方法間偏差的量,和可用的樣本分析物值的圍,以及測試的醫學要求。。在設備熟悉期,測試和比較方法的操作者必須全面的熟悉兩種方法的設定,操作,維護,故障排除和質量控制。本期可以先于評價實驗的其他部分或與制造商的培訓期一致。對兩種方法運行日常實驗室質量控制程序。在熟悉期之后,可以開始方法比較實驗。工作組推薦至少40個患者樣本在至少5個工作日進行分析。在更長時間分析更多的樣本,同時按照制造商的建議進行定標,可增加實驗的可靠性和有效性。對每一個患者樣本用測試和對比方法進行雙份測試。對每種方法的雙份測定,在相應方法的同一批分析。只要可能,至少50％的測試樣本應當在實驗室參考區間之外。1.3本文所用的符號〔略1.4定義〔略2設備熟悉期測試和比較方法的操作者必須熟悉下面的容：操作維護步驟樣本準備方法定標和監控功能。如果制造商提供培訓,可作為熟悉期的一部分。在實驗室建立和運行設備足夠長的時間,以確保操作者理解所有的步驟,并能恰當的操作設備。工作組推薦5天作為設備熟悉期。對于極其簡單的設備,稍短的時間就夠了；對復雜的,多通道的設備,需要更長的時間。操作者應當實踐分析實際的樣本材料,使他們注意到其他設備在日常操作中可能發生的意外〔例如錯誤標志,錯誤修正,定標等。在本期不應收集數據。直到操作者可以自信的操作設備,設備熟悉期才能結束?！策@一步驟可能對所有的用戶不是必須的。在開始方法比較評估前,確保日常質量控制程序和適當的控制限在使用中。3方法比較實驗·3.1測試樣本按照公認的實驗室慣例和制造商的建議收集和處理患者樣本。3.1.1儲存儲存的條件和持續時間取決于被分析成分的穩定性。如果可能,避免儲存樣本。3.1.2被排斥的樣本如果一個樣本被排斥,記錄排斥的原因。3.2對比方法對于比較方法,用實驗室目前的方法,制造商標注聲明所用的方法,或公認的參考方法。這個實驗給出了在任意特定濃度兩種方法間的偏差和偏差的可能區間的評估。因此兩種方法間的差異可歸因于測試方法的誤差。比較方法應滿足下列條件：具有優于測試方法的精密度,如果需要,可通過重復獲得。如果可能,不受已知的干擾的影響。用與測試方法相同的單位。如果可能,具有相對于〔可追蹤的國家標準或參考方法的偏差。本實驗沒有分離來自被比較的每種方法的偏差的不同來源?！碴P于基質效應覺察的信息,見最新版的NCCLS文件EP14－基質效應評價。干擾影響可能對方法間差異有盡可能多的不精密度影響?！哺蓴_對每一種方法影響的合適的定性,可通過一個單獨的實驗確定；見最新版的NCCLS文件EP7－臨床化學的干擾測試。3.3測試圍評價測試方法應越過臨床上有意義的圍,如醫學決定水平。通常,圍擴展到從低于到充分高于期望的參考圍。分析物濃度應當分布在超越可報告圍到盡可能擴展的圍?？蓤蟾鎳侵圃焐搪暶鞯目梢蕴峁┛山邮苄阅艿姆治鑫餄舛葏^間。表1a和1b給出了推薦的分布,它考慮了一組分析物異常的可用性。3.3.1可報告圍研究的圍受兩種方法可報告圍的限制。對比方法的圍應當至少與測試方法的圍一樣寬,以便比較在可報告圍限的偏差。3.4樣本數最少分析40個符合上述標準的樣本。更多的樣本將提高統計評價的可信度和增加合并未預期的干擾物質的影響的機會〔個體特異性偏差。數據記錄表的例子見圖A1和A2。3.4.1重復測定為下列原因,每個樣本應獲得足夠的量：1可用測試方法進行雙份測定；2可用比較方法進行雙份測定；3如果需要,可進行后續研究。3.4.2混合的樣本如果一個樣本需要的體積無法從一個單獨的樣本獲得,混合來自兩個〔但不要更多具有相似病史和大約相同成份水平的患者樣本以獲得少量的混合液。用這些少量的混合液進行兩組重復性分析。如果樣本為全血,混合需要血清學的兼容性。注意：合并的作用可通過平均單獨或特定的樣本偏差而被掩蓋,這樣可以導致兩種方法可比性的樂觀的圖形。3.5樣本次序分配選擇的樣本的第一部分在批有序排列。以相反的順序進行第二部分〔平行雙份。顛倒第二部分的順序可最小化批雙份測定的均值受攜帶和漂移的影響。盡可能隨機排列序列中的樣本。例如,樣本可按下列順序進行測試：1,2,3,4,5,6,7,8和8,7,6,5,4,3,2,1。比較和測試方法都遵照顛倒的步驟,但每種方法最初的序列可以不同。3.6持續時間對于一個給定的樣本,不管這個樣本是新鮮的還是儲存的,應在2個小時用對比和測試方法進行分析。如果使用儲存的樣本,應確保它們均儲存在保證它們穩定性的情況下,并符合測試和對比方法的要求。對兩種程序在相同的情形下保存樣本,可避免引入儲存條件的差異。如果方法對比實驗在精密度實驗〔EP5之后進行,每天可以選擇并分析8個以上的樣本。如果方法對比實驗和精密度實驗同時進行,在草案熟悉期后10到15天每天僅能分析4個樣本。將患者樣本分散在很多天和很多批會更好。3.7在收集中對數據進行檢查3.7.1分析系統誤差當設備提示有錯誤情況發生時,記錄在這段時間收集的數據,但在最后的數據分析時不要包括這些數據。3.7.2人為誤差記錄操作者可證明的出錯的任何數據,但在最后分析時不要包括這些數據。3.7.3其他有差異數據的評價記錄沒有發現錯誤沒有經過編輯的成對的雙份數據點。如果找不到差異的原因,保留原始數據在數據組中,進行4.1和4.4節的離群點檢查。3.8質量控制在實驗中遵照實驗室日常質量控制程序。保留控制圖表,重復兩種方法中任意一種顯示失控的任意批,直到獲得需要的樣本數目。3.9被拒數據的證實認真證實和保留任何需要拒絕數據的情況,同時記錄任何發現的可接受的原因和問題。4初步數據檢查圖1給出了本節所述檢查步驟的概述。圖2給出了過程中單獨步驟的邏輯流程圖。在閱讀以下章節時參考這些圖表。4.1方法重復測試的離群點的檢查應當對所有的點和已經移走的離群點進行分析。對測試方法〔Y和比較方法〔X的雙份測定提供下面的步驟。分析應當按兩種方式進行：1對所有的點2對所有已經被移走的離群點。按如下計算每個樣本雙份測定間差值的絕對值。這里i=樣本數〔從1到N,N為總的樣本數。計算每種方法雙份測試間差值的絕對值的平均值：計算每種方法絕對差均值的4倍為可接受限〔對可報告值進行舍入操作。如果某個絕對差超出了合適的〔X或Y限制值,用標準化〔相對的絕對差對每種方法進行附加計算；這樣：相對差值的均值的4倍的限制,為標準化值提供了測試限。如果一個單獨的數據點落在圍和相對圍程序之外,研究為什么會這樣,并將該樣本從數據組中刪除。刪除來自該樣本的所有數據〔X和Y,繼續分析數據。如果一個以上的樣本被刪除,對差異產生的原因進行詳細的調查。如果問題的來源被確定,單獨追溯到這些樣本,取代數據組中的那些樣本。問題的原因必須被證實。如果問題可被更正但不能追溯到特定的樣本,必須重新收集全部的數據。如果問題既沒有發現也無法被更正,評價重復性測定間最大差異相對于方法精密度允許的醫學決定限的大小。如果沒有超出此限,按隨后的步驟重測這些數據。如果超出此限,停止實驗并通知制造商?！脖粨祿淖C明見3.9節。4.2將數據作圖用這些數據做4個圖。第一個是〔雙份測定的均值對〔雙份測定的均值的散點圖,將測試方法作為Y變量,比較方法作為X變量〔見圖B1。畫出兩個軸的原點和刻度,并畫一條通過原點的斜率為1.0的直線。第二個是用相同的方法畫出每個對的散點圖〔見圖B2。第三個是偏差圖,X變量取決于比較方法是否為參考方法。如果是,則第三個圖是Y均值與X均值差〔－或每個化驗對值的偏差圖〔見圖B3。這個圖的水平中心線為0值。同前,第四個圖是每個單獨的Y與均值的差對相同的值作圖〔見圖B4。如果比較方法不是參考方法,或不能確定,則第三個圖是Y均值與X均值差〔－或每個化驗對〔＋/2值的偏差圖〔見圖B3。這個圖的水平中心線為0值。同前,第四個圖是每個單獨的Y與均值的差對相同的〔＋/2值作圖〔見圖B4。這4個圖都很有用,因為它們間刻度的差異可用于平衡對測試和對比方法比較的關于非線性關系,離群點和非恒定變量影響的決定。4.3線性關系的目視檢查檢查這些圖在整個測試圍X〔對比方法和Y〔測試方法的線性關系。通常非線性出現在濃度值的端點。如果是這樣的話,在開始變成非線性時截斷數據點。檢查剩余的線性部分,確定是否足夠寬,以覆蓋醫學有用的圍。如果是這樣,分析在該圍的附加樣本,取代這些超出的樣本。然后按第4節開始再次檢查新的數據。如果非線性部分明顯,或如果線性部分太小,停止實驗并通知制造商。如果非線性的原因可以確定并更正,重新開始實驗。4.4方法間離群點的目視檢查檢查數據圖A和數據圖C有無可察覺的明顯的離群點。如果沒有這樣的點,前進到4.5節。如果離群點存在,進行下面的與4.1節中雙份測定相似的計算。計算方法間差的絕對值及它們的平均值；這里i＝樣本數1到40,j＝雙份測定數1或2。計算測試限〔TLE為4*,對可報告值進行舍入操作。比較每個與測試限,并標記超出該限的任意點。計算方法間相對差值的絕對值和它們的平均值；計算相對測試限為4*,并比較每一個與此限〔不對此限舍入。標記任何超出此限的點。沒有通過兩個檢測的任意點都為離群點。最多可有2.5％的數據可從數據組中去除。如果超過2.5％的數據在檢查中被確定為離群點,調查可能的干擾,人為錯誤和設備故障。如果幾種分析物在同一設備上同時進行評價,檢查異常樣本其他分析物的結果。同時回顧該批的質量控制結果。如果無法找到明顯的原因,或差異超出了醫學重要性的邊界,停止實驗或另加40個樣本。如果發現一個以上的離群點,但離群點沒有超出醫學重要差異,保留并使用這些數據。如果詳細的調查給出了離群點的原因,分析附加的樣本,并用這些數據增加數據組。4.5X足夠圍的檢查回歸分析的結果僅在數據的某一假設為真時才有效。其中一個假設是,X變量已知且沒有誤差。在臨床實驗室,這并不是真實的,因為每個測試都有固有誤差。但是,如果數據圍足夠寬,這個誤差對回歸評價的影響很小,可認為被忽略。為了克服這個問題,修正系數r可被用于評價X圍足夠的粗略指導。r的公式如下：這里, 作為一般的指導,如果r≥0.975〔或等價的r2≥0.95,X的圍可被認為足夠了。如果數據產生的r滿足這個需要,X的誤差足以被數據圍補償,可用簡單的線性回歸評價斜率和截距。如果r2<0.95,則數據的圍必須通過化驗附加樣本來擴展。然后,重新開始檢查全部數據。如果圍無法擴展,用6.2節所述的分區偏差程序取代線性回歸來評價平均偏差。注意：這個程序評估了數據的圍；沒有測試圍數據的分布。還必須在整個圍獲得平均的分布。5線性回歸5.1計算對于這批成對的觀察結果〔xij,yij,斜率b和y截距a按下面的公式計算。計算每對X結果的平均值＝。對于個體的Ys對X平均值,對Y均值對X均值,這里, 這樣,計算的線用下面的方程描述：對于任意給定的濃度值〔X,可用方程產生一個測試方法的預期值〔。保留這個回歸結果以備隨后的使用。僅評價斜率和截距也可用其他的回歸方法,如Deming〔當λ＝1的特定情形為直角或Passing-Bablok.。在滿足這樣的模型后,遵照下面的所有其他步驟。應當用直角回歸或Deming程序計算評估的標準誤差,該值可能任意低,除非基于垂直面而不是直交距離來計算標準誤差。5.2恒定分散的目視檢查檢查散點和偏差圖〔圖B1到B4是否具有恒定的散度。盡管很少有方法在測試的整個可報告圍具有恒定的不精密度〔對恒定的散度有貢獻,目視檢查可確定在圍的上下限標準差間是否有顯著的重大的差異〔大約3：1或更大。如果數據顯示適度的恒定分散,用6.1節描述的線性回歸程序計算平均偏差。在這種情況下,仍可用普通的最小二乘法回歸評價斜率和截距。即使分散不是恒定的,斜率和截距的評級也沒有偏差〔在統計意義上。但在這種情況下,評價的標準差對測試回歸線附近的可變性是不可用的。用6.3節描述的分區殘差程序評估可變性和述平均偏差。當僅有40個樣本〔80對分析點可用時,確定足夠的恒定散度很困難。因此,工作組推薦如果疑為不恒定分散,應收集更多的樣本。另外,存在標準統計程序用于修正存在非恒定分散的回歸。這些技巧包括使用轉換的數據〔例如對數和加權平均。6計算預期的偏差和它的可信區間6.1線性回歸程序〔當數據通過足夠圍和統一散度檢查時給定數據點與回歸線在Y方向的差值,叫做該點的殘差。評價的標準差是這些殘差的標準差,因而是回歸線附近點的分散度的測定。一個點〔的殘差可用下列公式計算。平均值〔：通過對單個的進行下列計算得到評估的標準差：平均值在給定的醫學決定水平Xc的預期偏差BC的評估給出如下：BC<在Xc的真實偏差>的95％的可信區間給出如下：用第7節的程序對這些統計進行說明。6.2當數據沒能通過足夠圍檢查時用分區個體差異計算平均偏差〔分區偏差程序把這些數據按X值遞增的順序列成表格,然后把這些數據分成3組〔低,中,高,每組包括大約相同數量的數據點?；诿繉祿腦值進行分組?？赏ㄟ^計數偏差圖2N/3處的點確定3組的邊界。〔這樣分配落在邊界上的點,保證每組具有大約相當數量的點。將數據標注在每個數據所屬的記錄表。然后,用下面的公式對每組分別計算平均偏差：NK=第K組中數據點的數目。這個計算序列計算了組中每一點的偏差〔差和這些偏差的標準差。的值是對適當濃度圍評估的預期〔平均偏差,3個取代了6.1節中的。如果3個接近相同,則報告3個的平均值作為。臨床應用的醫學決定水平,根本不依賴于數據劃分的圍。如果顯示重要的醫學決定水平接近兩個分區的邊界,移動分區,以避免偏差估計的不連續。在醫學決定水平濃度XC的預期偏差的95%可信區間可通過為XC選擇合適的K獲得,進行下面的計算：6.3當數據具有非恒定〔變化的精密度時用分區殘差計算預期偏差〔分區殘差程序如6.2節所述,把數據分成三組,每組數據點大致相同。然后,分別對每組進行下列計算,這里NK=第K組中數據點的數目〔K＝1,2,3。在給定醫學決定水平XC的預期偏差評估為：并且BC的95%可信區間可通過為XC選擇合適的K獲得,進行下面的計算：7說明結果并與部性能標準比較在大多數情況下,對目前方法和候選代替方法間的差異有興趣。在這種情況下,在醫學決定點XC將預期偏差的可信區間與可接受誤差定義比較。每個實驗室應當開發自己的標準〔咨詢醫學人員和或技術文獻。如果預期偏差的可信區間包含了定義的可接受偏差,則這些數據沒有顯示候選方法的偏差與可接受偏差不同。但是,期望偏差的可信區間沒有包含定義的可接受偏差,則可得出下面兩個決定中的一個：如果可接受偏差小于預期偏差可信區間的下限,可得出下面的結論：預期偏差很可能〔>97.5％大于可接受偏差,因此候選方法的性能和目前的方法不相等,并且不能被定義的應用接受。如果可接受偏差大于預期偏差可信區間的上限,可得出下面的結論：預期偏差很可能〔>97.5％小于可接受偏差,因此候選方法的性能等同于目前的方法,并可被定義的應用接受。如果沒有觀察到等價,仍然相信候選方法更特效,而不是拒絕這種方法,在使其進行日常使用前,對其獲得新的臨床數據〔如新的參考圍。記住為實驗室開發的標準應當定義兩種方法間允許的差異。在比較兩種方法的允許誤差時,醫學上精密度允許誤差的標準可能沒有單獨給出。誤差限的指導原則可以在被研究的測試的個體生物差異的文獻中找到。如果制造商提供了測試方法的方法比較數據,可以進行性能的附加評估。但是,為了與制造商的數據進行有效的比較,對比方法和操作步驟必須與制造商的一樣。如果制造商對平均偏差的聲明被包含在95％的可信區間,可以得到結論,候選方法可以