Результаты лабораторных измерений — ключевой элемент принятия клинических решений. Надежность и, следовательно, снижение неопределенности измерения (НИ) имеют крайне важное значение для лабораторных результатов. НИ состоит из различных компонентов аналитической вариации, которая зависит, с одной стороны, от времени и имеет ежечасные и ежедневные вариации, с другой — от событий, например вариация калибровки, вариация лотов реагентов или вариация калибратора [1].

Мониторинг НИ с помощью внутреннего контроля качества (ВнуКК) играет ключевую роль для поддержания аналитических характеристик (APC) в пределах аналитических требований (APS), что критически важно для лабораторных результатов [2]. Согласно ISO/TS 20914:2019, НИ включает в себя неопределенность калибратора и референтного материала более высокого порядка, неопределенность коррекции смещения и внутрилабораторную неопределенность (u_Rw). ISO/TS 20914:2019 определяет u_Rw как «компонент неопределенности в условиях внутрилабораторной прецизионности» (то есть неопределенность данной измерительной системы в одной и той же лаборатории в продолжительный период времени, включающую как кратковременную вариабельность, так и среднюю точность в качестве рутинных условий измерения) [1]. Примерами таких условий измерения служат смена лотов реагентов и калибраторов, техническое обслуживание прибора, и каждая из этих переменных может вносить свой вклад в НИ клинических образцов [1, 3].

К сожалению, не существует указаний для разделения допустимой вариации между ее источниками внутри лота и межлотовой, а также между приборами. Элемент вариации между приборами можно контролировать с помощью концепции виртуального анализатора, где все анализаторы должны соответствовать одному и тому же среднему значению и стандартному отклонению, установленному для внутреннего контроля качества, но для разделения внутрилотовой (u_wrlot) и межлотовой (u_brlot) вариаций необходима новая теоретическая и практическая концепция [4].

Современная практика и ее недостатки

В современной практике для проверки возможной связанной с лотом случайной ошибки проводят сравнение текущего и нового лота реагентов [5]. Институт клинических и лабораторных стандартов (CLSI) в документе EP26A дает подробное описание этого подхода с использованием образцов, взятых у пациентов, для сравнения старого и нового лотов [6]. В документе EP-31-A-IR содержится руководство по способам проверки сопоставимости результатов у отдельных пациентов в рамках одной системы здравоохранения [7].

Этот подход обеспечивает согласованность результатов у отдельных пациентов двух последовательных лотов, вместе с тем нужно учесть еще несколько моментов. Во-первых, в условиях одной площадки каждый лот сравнивается только дважды за время его существования, то есть с предшествующим и последующим. Этот анализ направлен на плавный переход к следующему лоту и минимизацию прямого риска для пациентов. Однако в этом подходе отсутствуют критерии для всей вариации лотов, что допускает формирование долгосрочных тенденций или других кумулятивных эффектов, которые могут превалировать над критериями перехода от лота к лоту. Для выявления подобных тенденций EP26A полагается на другой способ оценки — внешнюю оценку качества (ВОК). Если неприемлемые тенденции выявляются в результате ВОК, возможно, потребуется отозвать ранее выданные результаты; при этом следует учитывать, что медицинское решение могло быть основано на неверных результатах.

Во-вторых, подход EP26A требует коммутативных образцов для оценки межлотовой вариации, а это не всегда простая задача для лаборатории. Наилучшим образом для оценки межлотовой вариации подходят образцы, взятые у пациентов, но их довольно сложно получить в нужное время в нужном объеме [8]. Кроме того, необходимо надлежащее и стабильное хранение образцов, что может усложнить выполнение протокола EP26A.

Ведутся споры о том, могут ли материалы для ВнуКК и/или ВОК быть приемлемой альтернативой при оценке межлотовой вариации, по крайней мере для рутинных биохимических тестов [9—11].

S. Kim и соавт. [12] сообщили, что в их условиях коммутативность коммерческого материала для контроля качества была хорошей для исследования вариации лотов 61 теста общей биохимии и анализа мочи, но неудовлетворительной для 4 из 50 иммунологических исследований [12]. Используемые материалы должны быть пригодны для оценки вариаций между лотами реагентов в рамках используемого метода. Хотя коммерческие контрольные материалы известны меньшей приемлемостью оценки различий между методами, для большинства методов их можно использовать внутри метода между лотами. Однако для иммунологических тестов высока вероятность того, что лабораториям придется использовать другие материалы.

В-третьих, в EP26A отмечается, что для некоторых измеряемых величин может потребоваться большая выборка для достижения приемлемой статистической мощности [8]. Однако получение большого размера выборки может оказаться непростой задачей, а для измеряемых величин, для которых трудно получить биоматериал, это может привести к невозможности выполнения протокола [8, 12]. Для получения большой выборки возможно пулирование образцов, но этот процесс может привести к артефактам. При этом если образцы не объединены в хорошо выбранных диапазонах концентраций, то возникает еще один недостаток — отсутствие разнообразия концентраций.

Наконец, подход сравнения лотов всегда исходит из принципа, согласно которому следует применять регрессионный анализ относительно предыдущего лота. На уровне первого лота нет возможности сравнить его с другим, поэтому его считают «истинным». Однако если приемлемость смещения первого лота не подтверждена, то он может не отражать «обычную» ситуацию. В разных лабораториях могут быть разные первые и «настоящие» лоты одного и того же теста, что делает любое сравнение проблематичным.

Таким образом, при использовании протокола EP26A для изучения межлотовой вариации вышеизложенные опасения часто оправданны, и это требует разработки нового подхода для оценки ее влияния.

Клиническая значимость

Значимость межлотовой вариации различна для разных измеряемых величин. Влияние вариаций меньше для измеряемых величин, в основном используемых для диагностики в краткосрочном периоде, а не для долгосрочного мониторинга. Например, сердечный тропонин при диагностике инфаркта миокарда без подъема сегмента ST у большей части пациентов практически не зависит от межлотовой вариации, потому что рекомендуемые серийные измерения выполняются с использованием одного и того же лота реагентов в короткий срок. Долгосрочный же мониторинг, например простатспецифического антигена (PSA) или гликированного гемоглобина (Hb_A1c), имеет основополагающее значение для лечения рака предстательной железы и сахарного диабета соответственно. В этих случаях клиницисты могут ошибочно принять значительное изменение лота реагента за клиническое изменение.

Влияние частоты и времени измерения показано на рис. 1а, 1б, где разница в количестве образцов пациентов на лот влияет на способность и скорость обнаружения аберрантного лота реагента. На рис. 1а у пациента наблюдаются большие различия между результатами последовательных образцов, что частично вызвано сменой лота реагентов. При увеличении количества измерений образцов пациента внутри одного лота (см. рис. 1б) расхождение результатов у пациентов будет реже вызвано сменой лота и клиническое изменение состояния пациентов будет заметнее. Подобные примеры встречаются в литературе: изменение Hb_A1c на 5,5 ммоль/моль [13]; изменение биомаркеров спинномозговой жидкости Aβ1-42 и p-tau, что привело к неверной классификации болезни Альцгеймера [14]; ложноположительные результаты исследования на антитела к ВИЧ [15]; ложное увеличение инсулиноподобного фактора роста 1 [16].

Для мониторинга долгосрочной стабильности теста можно использовать скользящие средние значения у пациентов [13, 16]. Есть, правда, некоторые опасения по поводу этого подхода из-за сезонных различий; проблему можно решить, приняв во внимание соответствующие временные рамки и изучив ожидаемые изменения [8]. J. Liu и соавт. предложили интересный подход с использованием EP9 [17], но лаборатории могут возразить, что такой подход неосуществим и не нужен для применения при каждой смене партии реагентов, это подтверждаются несколькими публикациями. Были предложены и другие способы решения проблемы изменчивости партий реагентов, однако эти подходы не привели к массовому их использованию [8, 13, 16, 17]. Основным препятствием для принятия этих методов являются сложные без соответствующего программного обеспечения статистические расчеты.

Моделирование, представленное на рис. 1, показывает, что необходимо оценивать межлотовую вариацию, чтобы избежать ошибочных клинических решений. Таким образом, необходимо руководство, как статистически обоснованным и надежным способом проверять вариации реагентов от партии к партии.

Рис. 1. Различия в изменении лота во времени.

а — тестирование пациента происходит один раз для каждого лота реагента; б — измерение происходит шесть раз для каждого лота.

Когда межлотовая вариация становится заметной?

Эффект межлотовой вариации заметен с момента первых поступлений результатов исследований на новом лоте реагента.

Результаты исследования на новом лоте реагента могут быть охарактеризованы как «отличающиеся», когда врач, запросивший и интерпретировавший их, признает их отличными от полученных ранее. Это зависит от двух факторов: (1) соотношения внутрилотовой и межлотовой вариаций и (2) частоты проведения исследования отдельному пациенту в пределах средней продолжительности использования лота, что определяется поставщиком и/или лабораторией.

1) Соотношение внутрилотовой и межлотовой вариаций

Изменение лота реагента становится заметным, когда постоянная случайная ошибка из-за межлотовой вариации превышает внутрилотовую. В настоящее время такая картина стала наблюдаться часто: производители средств диагностики in vitro работают над минимизацией внутрилотовой вариации, что приводит к одинаковым внутрилотовым вариациям для разных лотов. В то время как вариации внутри лота в основном зависят от неточности механических и оптических приборов, межлотовые вариации возникают в процессе производства реагентов и калибраторов (а в случае калибраторов — также в процессе последующей их калибровки).

Несмотря на то что производители формально обязаны придерживаться проверяемой цепочки прослеживаемости, а недавняя разработка стандарта ISO 17511:2020 по метрологической прослеживаемости в лабораторной медицине делает эти требования еще более строгими [18], эти цепочки часто длиннее, чем необходимо, и в них могут использоваться калибровочные материалы с неопределенной коммутативностью, что влияет на НИ.

Таким образом, соотношение внутрилотовой и межлотовой вариаций может указывать, хотя и косвенно, на вероятность неверного принятия клинического решения.

2) Частота измерений для отдельного пациента в обычный период использования лота

Релевантность различий в лотах реагентов зависит от способности клинициста «чувствовать» изменение результатов пациентов. Ощущение «обычной вариации» помогает клиницистам распознавать закономерности, которые оправдывают клинические решения. Кроме того, пациенты отслеживают свои собственные лабораторные результаты и внезапное изменение результата может вызвать стресс и тревогу. На практике «обычная вариация» у стабильного пациента представляет собой сочетание биологической и аналитической вариаций, которая может быть либо внутрилотовой, либо комбинацией внутрилотовой и межлотовой вариаций (см. рис. 1).

В этом случае количество исследований, запрошенных клиницистом в течение одного и того же периода лота реагентов, совпадает с его способностью обнаружить изменение между лотами (или ошибочно принять его за изменение состояния пациента). Если количество исследований на одном лоте реагентов велико, ожидаемая клиницистом вариация измерений будет основана на обычно наблюдаемых значениях у пациента. Это приводит к умению различать результаты при смене лота, и, таким образом, при тестировании большего количества образцов одного пациента внутри одного лота накапливается соответствующий опыт и оттачивается способность обнаруживать изменение между лотами.

Математическая оценка допустимых различий при межлотовой вариации

Существуют различные источники НИ на аналитическом этапе. Графическое моделирование показано на рис. 2. Эти источники НИ в сумме составляют u_Rw, которую можно оценить в соответствии с ISO/TS 20914:2019, раздел 5.3 [1, 19]. Статистически составляющая неопределенности в условиях внутрилабораторной прецизионности (u_Rw) представляет собой квадратный корень из сумм квадратов индивидуальных неопределенностей (1).

(1)

Рис. 2. Графическое представление источников вариации, того, как они суммируются и образуют общую вариацию.

Во время использования лота реагентов измеряются материалы для ВнуКК (показаны на рис. 3 точками). В пределах лота результаты ВнуКК имеют среднее значение (горизонтальные линии) и стандартное отклонение SD (u_wrlot). На рис. 3 вариация показана как 95% доверительный интервал (ДИ), изображенный в виде вертикальных линий с небольшими горизонтальными линиями на концах.

Рис. 3. Пример распределения образцов ВнуКК в зависимости от лота реагентов.

A и C = максимально допустимая вариация между лотами реагентов; B = среднее значение для всех лотов; точки = результаты ВнуКК; E = среднее значение результатов ВнуКК для лота 1; F = предел ±2 SD для лота 1; G = предел –2SD лота 1; H = распределение средних по лоту.

Межлотовая вариация (u_brlot) получается путем оценки дисперсии между средними значениями ВнуКК разных лотов реагентов. На рис. 3 это изображено в виде кривой H. Широкая полоса на рис. 3 показывает диапазон вариации ±2 SD, в котором находятся разные лоты реагентов.

Изменение лота реагента станет заметным, когда 95% ДИ измерений в пределах двух лотов не будут перекрываться, как представлено на рис. 3: 95% ДИ лота 1 и лота 8 не пересекаются. Лот 8 мог бы быть приемлемым, если бы он использовался вторым, а первым бы использовался лот 7 в качестве сравнения. Но при наличии информации о лотах 1—7 лот 8 выпадает из общей статистики. Таким образом, мы уравниваем максимально допустимую межлотовую вариацию (уравнение 2a) с 95% ДИ внутрилотовой вариации (уравнение 2b).

(2a)

(2b)

При расчете этого ДИ за n принимают количество измерений у пациента в пределах одного лота реагентов. Мы используем n как количество измерений у пациента в соответствии с аналитической вариацией, полученной с помощью ВнуКК, чтобы получить стандартную ошибку среднего (SEM). Обычно SEM используется для описания неопределенности среднего значения, но в нашем случае мы предлагаем использовать ее для описания неопределенности среднего значения у пациента в пределах временных рамок одного лота реагента. Мы считаем, что этот расчет отражает степень привыкания врача к определению статуса пациента. Максимальное значение n произвольно устанавливается равным 6, чтобы обеспечить наличие минимального бюджета для межлотовой вариации. Получаем уравнение (3) для допустимой межлотовой неопределенности:

(3)

Графическое представление допустимых отклонений внутри и между лотами показано на рис. 4.

Рис. 4. Разделение вкладов допустимой НИ внутрилотовой (u_wrlot) и межлотовой (u_brlot) вариаций на основе количества измерений у пациента в пределах одного лота реагентов.

Допустимое отклонение для u_brlot выводится с использованием ее отношения к u_wrlot, как показано в уравнении (3) для получения относительной связи с набором APC для рассматриваемой измеряемой величины.

Предлагается руководствоваться ISO/TS 20914:2019, чтобы определить APS для допустимой НИ результатов у пациента u(y) с точки зрения u_Rw и НИ калибратора (u_cal) [1]. Взаимосвязь между аналитическими требованиями, u_cal и компонентами u_wrlot и u_brlot u_Rw показана ниже. Поскольку мы оцениваем допустимую вариацию между лотами реагентов разделением НИ, мы основываем наши APS на u(y), так как отмечаем, что для этого расчета должны быть включены источники НИ на более высоких ступенях иерархии калибровки. Поэтому мы включили u_cal в приведенное ниже уравнение, так что APS, используемые для u_Rw, как указано в приведенном выше примере, могут быть частью APS, применяемых для u(y) [20]. При выборе APS на основе u(y) применяется формула (4), которая допускает выражение u_{brlot, a} в терминах APS.

Если НИ калибратора неизвестна, уравнение (4) может быть упрощено до формулы:

Использование модели биологической вариации как источника APS для u(y)

Согласно модели биологической вариации допустимый бюджет НИ на желаемом уровне качества, должен быть менее половины внутрииндивидуальной биологической вариации. Мы применили «правило» ≤0,5×CV_I (CV_I — это внутрииндивидуальная биологическая вариация) как способ задать APS для u(y) в уравнении (4) и получили уравнение (5):

(5)

Используя уравнение (5), мы можем определить допустимую межлотовую вариацию как произведение CV_I и количества наблюдений в пределах одного лота. Для измеряемых величин, которые не могут работать в соответствии с необходимыми APS по биологической вариации, руководства национальных (международных) научных сообществ могут установить краткосрочные APS на достижимом уровне.

Как получить допустимую вариацию между лотами:

1. Установить CV_I (обновленный источник информации предоставлен https://biologicalvariation.eu [22]).

2. Установить n как обычное количество результатов одного пациента в течение периода использования одного лота реагента. Такие данные могут быть получены из лабораторной информационной системы. Это число, как правило, будет выше для измеряемых величин, используемых в повседневной клинической практике (например, для креатинина, глюкозы), чем в исследованиях, которые используют измеряемые величины длительного мониторирования (например, Hb_A1c или PSA).

3. Использовать уравнение (4), чтобы определить, соответствует ли разница между лотами реагентов допустимой НИ.

4. Использовать среднее значение лотов реагентов ±% u_brlot, чтобы установить границы для новых лотов реагентов.

Преимущества

Реализация предложенного подхода позволяет систематически контролировать степень межлотовой вариации. Такой подход уменьшит нагрузку на лаборатории по верификации при введении нового лота, поскольку необходимо проверять только соответствие нового лота распределению всех лотов. Кроме того, используя этот подход, возможно управлять долгосрочными дрейфами в средних значениях лотов реагентов и, следовательно, контролировать межлотовую вариацию.

Обсуждение

Различия в лотах реагентов могут оказывать существенное влияние на ведение пациентов. Вариация лота реагента может внести временную погрешность в измерительную систему, и если ее не заметить, то она может включиться в долгосрочную оценку точности. Если изменение лота реагента ошибочно принимают за клиническое изменение, последствия могут быть серьезными.

Таким образом, жизненно важно оценивать межлотовую вариацию и определять риск для пациентов. Однако мы отмечаем, что, хотя различия в лотах реагентов могут влиять на качество лабораторных аналитических результатов, качество лабораторной информации — гораздо более широкий и сложный вопрос.

Предлагаемый нами подход применим к измеряемым величинам, для которых можно определить APS для предполагаемого использования, а НИ можно рассчитать на основе имеющихся данных, но он не решает проблемы, с которой сталкивается лаборатория при введении новой процедуры измерения. В этом случае нет данных о межлотовой и внутрилотовой вариациях, которые станут понятны только после длительного использования в лаборатории. Чтобы решить эту проблему, производители должны предоставлять типовую информацию о характеристиках систем или в качестве альтернативы сообщество пользователей того же IVD-устройства может делиться такой информацией. Некоторые производители третейских материалов для контроля качества предоставляют информацию о межлабораторном сличении. В Европейском союзе руководство по валидации методов и послепродажному наблюдению может подтолкнуть производителей к сбору этой информации в течение жизненного цикла их устройств. Организаторы ВОК также могут взять на себя роль в сборе и распространении информации об изменении лотов реагентов, поскольку эта информация может быть отмечена ими по результатам проведения ВОК [9, 23]. Однако для достижения этого провайдеры ВОК должны использовать схему категории 1 с коммутабельными образцами [24]. Разработка различных вариантов предоставления информации о межлотовой вариации выявит множество проблем, которые необходимо устранить, и выходит за рамки настоящего исследования.

При использовании нашего подхода существуют определенные допущения. Во-первых, он основан на убеждении, что допустимая вариация в пределах одного инструмента должна рассматриваться как равная допустимой вариации между приборами. Мы выводим это утверждение с точки зрения результатов исследования образцов, взятых у пациента: общая вариация должна сохраняться независимо от ее источника.

Другими словами, разница между полученными результатами у пациента (между измерениями, сделанными сегодня и завтра) должна быть аналогична разнице между полученными результатами анализатора X и анализатора Y в тот же день. С этой точки зрения источник вариации не важен. Лаборатории реализуют этот принцип через введение понятия виртуального анализатора [25]. При выборе аналогичных критериев приемлемости для этих различных типов вариации мы хотим предложить лабораториям не игнорировать разницу в причинах вариации. Только зная источник вариации, можно управлять ею.

Другое допущение этой модели состоит в том, что производители IVD-изделий сравнивают характеристики каждого нового лота реагентов с референтным материалом и/или референтным методом более высокого порядка в выбранной цепи метрологической прослеживаемости [26]. Хотя стандарт ISO 17511:2020 требует такого подхода, гармонизация этого стандарта с правилами IVD и FDA все еще продолжается [18, 27]. Поэтому в настоящее время неясно, в какой степени производители IVD-изделий применяют указанный подход.

Наконец, может быть проблематично найти репрезентативное количество измерений, поскольку в исследовании, посвященном оценке частоты лабораторного тестирования, влияющего на принятие клинического решения, утверждалось, что невозможно определить среднюю частоту, с которой тестируется пациент [28]. Однако авторы не сообщают о какой-либо явной невозможности оценить частоту проведения единичного лабораторного теста [28]. Кроме того, в этом исследовании не учитывалось влияние предполагаемого использования лабораторных тестов, что является неотъемлемой частью нашего подхода. Однако мы признаем трудности в получении репрезентативного подсчета, поскольку средняя частота лабораторных тестов может зависеть от возраста, пола, диагноза, больницы, медицинской специальности, социально-демографических факторов [29—32]. Таким образом, мы поддерживаем правильное определение средней частоты тестирования.

Важным примечанием в этой статье является используемый материал для оценки допустимой межлотовой вариации. Во-первых, мы постулировали, что, хотя ISO/TS 20914:2019 [1] поддерживает использование коммерческих контрольных материалов для изучения неопределенности между соседними лотами, его пригодность для исследований между лотами реагентов в целом требует верификации коммутабельности между лотами реагентов. Для иммунохимических и других тестов, где цели ВнуКК различаются между лотами реагентов, предлагаемый нами подход сначала требует выбора и применения коммутативных материалов.

Во-вторых, существуют ограничения в отношении контрольных материалов, которые можно использовать для оценки различий между лотами реагентов: это те же критерии, которые применяются к материалам, используемым для исследования НИ аналитической системы.

Мы рекомендуем использовать матричный материал из независимых источников (третейский производитель), который очень похож на подлинные образцы, взятые у пациентов, с соответствующими концентрациями для предполагаемого использования измеряемой величины. Наша цель состояла в том, чтобы описать пример реалистичного подхода, который может быть реализован с помощью доступных и используемых в настоящее время процедур и материалов [33].

Когда пользователи полагаются на лабораторные измерения, они хотят видеть сходство аналитических характеристик во всем множестве реагентов и калибраторов, анализаторов во времени и месте.

С помощью этой статьи мы надеемся привлечь внимание лабораторных сообществ к различиям между лотами реагентов, к тому, как они должны соотноситься с общей вариабельностью, а также к их влиянию на принятие клинического решения. Мы считаем, что производители IVD-изделий несут ответственность за информирование о значении межлотовых вариаций, которые могут ожидать лаборатории. Регламент EU IVD 2017/746 преобразовал эту ответственность в юридическое обязательство, в частности Приложение XIII описывает «оценку производительности» как документированный непрерывный процесс, подтверждающий производительность устройств, выпускаемых на рынок, на протяжении всего их срока службы [27]. Специалисты лаборатории несут ответственность за проверку того, соответствуют ли ожидаемые различия между лотами медицинским потребностям при предполагаемом использовании лабораторных измерений. Такие требования могут различаться в разных медицинских организациях и зависят как от допустимого бюджета НИ, так и от обычного количества измерений для пациента в течение обычного периода использования лота. Специалисты лаборатории могут применять эти знания в процессе выбора новых измерительных систем. Для анализаторов, уже находящихся в использовании, информация нужна для того, чтобы оценить, становится ли отклонение из-за межлотовой вариации больше допустимого.

Выводы

При использовании уравнения

лаборатории могут оценить распределение бюджета НИ между внутрилотовой и межлотовой вариациями, для того чтобы убедиться, что они клинически незначимы и не влияют на результаты у пациентов. Этот подход — первый шаг к ответу на призыв T.P. Loh и соавт. к оценке клинического риска, который соответствует различиям между лотами реагентов [34].

Авторы заявляют об отсутствии конфликта интересов.

Дополнительный материал: онлайн-версия этой статьи содержит дополнительный материал (https://doi.org/10.1515/cclm-2022-0083)

---

¹ https://doi.org/10.1515/cclm-2022-0083 Поступила 1 февраля 2022 г.; принята 2 февраля 2022 г.; опубликована онлайн 16 февраля 2022 г. Received February 1, 2022; accepted February 02, 2022; published online February 16, 2022. Перевод: О.С. Плеханова Редактор перевода: А.В. Мошкин