Введение
Предоставление надежной информации для интерпретации результатов лабораторных исследований является важной задачей клинико-диагностической лаборатории [1]. Точные референтные интервалы (РИ) служат ориентиром для принятия решения о тактике ведения пациента, о необходимости назначения лекарственной терапии, об эффективности проводимой терапии и т.д. Классическим подходом для определения РИ в соответствии со стандартом CLSI C28-A3 является их расчет прямым методом в группе референтных индивидов, специально отобранных для этих целей по заранее определенным критериям [2—7].
В последние годы все больше внимания привлекают непрямые методы расчета РИ [8—14]. Они предполагают использование больших массивов данных из госпитальных информационных баз, полученных в ходе повседневной работы клинико-диагностической лаборатории, из которых извлекают референтные значения при помощи разнообразных статистических алгоритмов [15, 16].
Сравнительные исследования показали близость референтных границ, рассчитанных непрямыми и прямыми методами для ряда показателей [17, 18]. Несмотря на быстрый рост популярности непрямых методов, открытым остается ряд методических вопросов, связанных с выбором наиболее подходящего метода в конкретной ситуации. Так, отмечена зависимость конечных расчетов РИ от источника данных, распределения значений показателя и ряда других факторов. C. Ma и соавт. [18] сравнили пять непрямых методов расчета РИ тиреоидных гормонов у лиц старше 60 лет. Авторы разделили данные на три группы: 1) здоровые — группа характеризовалась самыми строгими критериями отбора: учитывали индекс массы тела, артериальное давление, отсутствие в анамнезе острых и хронических заболеваний; 2) прошедшие медосмотр, в том числе в норме анализы и УЗИ щитовидной железы; 3) амбулаторные пациенты — все, кроме пациентов эндокринологического и гинекологического профилей. Метод расчета считали валидным, если 90% доверительный интервал (ДИ) полученной границы РИ пересекал 90% ДИ границ РИ, рассчитанного прямым методом. Авторы пришли к выводу, что оптимальным является использование модифицированных непрямых алгоритмов в сочетании с Box-Cox-трансформацией данных.
T. Ammer и соавт. [19] разработали алгоритм, с помощью которого можно проводить оценку непрямых методов расчета РИ в зависимости от соотношения патологических и непатологических результатов для разных типов распределения данных, использовав в качестве эталона прямой метод расчета РИ. Данный алгоритм позволял выбрать оптимальный размер выборки для расчета РИ и показал слабые и сильные стороны пяти непрямых методов, также он дает возможность оценивать новые методы расчета РИ. Так, например, использование алгоритма refineR показало наименьшее отклонение от прямого метода расчета РИ при величине выборки более 5000 и доле патологических результатов в пределах 40% для любого типа распределения данных [19]. Оценка существующих и новых методов расчета РИ с помощью данного алгоритма позволит приблизиться к разработке стандартных правил отбора данных и получения достоверных РИ.
Цель исследования — определить РИ показателей гемограммы у детей с помощью непрямого метода refineR.
Материал и методы
Для расчета РИ использовали обезличенные результаты исследований показателей гемограммы, выполненных у детей в возрасте от 1 года до 18 лет на анализаторах Sysmex в четырех больницах (городов Белгород, Иваново, Киров и Тольятти). Обезличенные данные выгружали из лабораторной информационной системы; они включали уникальный идентификатор, пол и дату рождения пациента, дату анализа, источник данных (отделение стационара), обозначение показателей гемограммы и результаты.
На этапе очистки данных полученной госпитальной выгрузки применяли следующие критерии исключения из дальнейших расчетов РИ:
— анализ выполнен не на анализаторах Sysmex;
— отсутствует уникальный идентификатор пациента;
— анализ из отделения интенсивной терапии, онкологического, гематологического, инфекционного профиля;
— повторное исследование у одного пациента меньше чем через 6 мес.
Выделяли четыре источника данных: 1) амбулаторный (посетители поликлиник, пунктов вакцинации, медицинских центров); 2) стационарный (пациенты стационаров, кроме отделений, соответствующих критериям исключения); 3) дневной стационар (пациенты дневного стационара соматического профиля); 4) медосмотры.
РИ рассчитывали для возрастных групп 1—5 лет, 5—10 лет, 10—18 лет [4] для общего числа лейкоцитов, абсолютного числа нейтрофилов, лимфоцитов, моноцитов, гемоглобина и числа тромбоцитов.
В рамках возрастной группы по каждому показателю оценивали наличие статистических выбросов по методу Тьюки. Результаты исключали, если нижняя и верхняя границы выборки отличались от межквартильного интервала в 2,2 раза (2,2⋅IQR) [20]. Целесообразность разделения РИ по регионам и полу определяли с помощью ANOVA. Для описания результатов использовали статистический пакет SPSS 21. Для расчета РИ использовали непрямой метод refineR.
Результаты и обсуждение
Всего в расчеты включили результаты 94 972 анализов показателей гемограммы. Из них данные, полученные по регионам: Киров — 29 104 (30,6%), Тольятти — 4331 (4,6%), Иваново — 7691 (8,1%), Белгород — 53 846 (56,7%). Распределение по источнику данных: амбулаторный — 60 287 (63%), стационарный — 30 062 (32%), дневной стационар — 3543 (3,7%), медосмотры — 1080 (1,3%). Внутри каждой возрастной группы соотношение между источниками данных варьирует, но в целом соответствует итоговому распределению (табл. 1). В нашей работе преобладают данные, полученные от тех, кто проходил обследование в медицинских учреждениях первичного звена здравоохранения: амбулаторные, дневной стационар, медосмотры. Это люди, которых не госпитализировали для постоянного наблюдения за течением заболевания, они не получали интенсивной лекарственной терапии под контролем врача, что является более предпочтительным для включения в расчеты РИ [18, 21].
Таблица 1. Соотношение источников данных по возрастным группам
| Источник данных | Возраст, годы | Итого | ||
| 1—5 лет | 5—10 лет | 10—18 лет | ||
| Амбулаторный | 10 523 (70,7%) | 17 376 (66,5%) | 32 388 (60%) | 60 287 (63%) |
| Стационар | 3852 (25,9%) | 7436 (28,5%) | 18 774 (34,8%) | 30 062 (32%) |
| Дневной стационар | 467 (3,1%) | 1020 (3,9%) | 2056 (3,8%) | 3543 (3,7%) |
| Медосмотры | 51 (0,3%) | 289 (1,1%) | 740 (1,4%) | 1080 (1,3%) |
| Всего | 14 893 | 26 121 | 53 958 | 94 972 (100%) |
После очистки данных в соответствии с критериями исключения и удаления статистических выбросов для каждого показателя гемограммы была проведена визуальная оценка возрастной динамики в зависимости от региона (рис. 1—3). Медиана общего числа лейкоцитов у детей старше 15 лет была выше по данным из Кирова по сравнению с другими регионами. В остальных возрастных группах визуальных различий по регионам не наблюдалось (см. рис. 1). Медиана абсолютного числа лимфоцитов визуально не различалась по регионам, однако медианы абсолютного числа моноцитов и нейтрофилов заметно варьировали в зависимости от региона (см. рис. 1). Медиана гемоглобина у детей старше 15 лет была ниже по данным из Кирова по сравнению с другими регионами. После разделения данных по полу установлено, что снижение гемоглобина в этом возрасте характерно для девочек (см. рис. 2).
Рис. 1. Возрастная динамика лейкоцитов и их субпопуляций по госпитальным данным в зависимости от региона
Рис. 2. Возрастная динамика гемоглобина по госпитальным данным в зависимости от региона и пола.
Здесь и на рис. 3: Ж — женский пол, М — мужской пол.
Рис. 3. Возрастная динамика тромбоцитов по госпитальным данным в зависимости от региона и пола
Медиана тромбоцитов отчетливо ниже по данным из Иванова по сравнению с остальными регионами (см. рис. 3). Возрастные особенности показателей гемограммы совпадают с данными, полученными в более ранних публикациях, где для расчета РИ мы использовали стандарт CLSI C28-A3: снижение с возрастом числа лейкоцитов, абсолютного числа лимфоцитов, числа тромбоцитов, повышение с возрастом абсолютного числа нейтрофилов и гемоглобина [4].
Статистических различий между регионами по возрастным группам выявлено не было, что позволило объединить данные и сформировать возрастные группы для расчета РИ. Рассчитанные РИ показателей гемограммы представлены в табл. 1. Различия по полу были выявлены для гемоглобина и тромбоцитов в возрастной группе 10—18 лет (см. рис. 2, 3). Для мальчиков РИ гемоглобина составил 121 (95% ДИ 119—132) — 170 (95% ДИ 167—171) г/л, для девочек — 115 (95% ДИ 114—117) — 150 (95% ДИ 150—151) г/л. Для мальчиков РИ числа тромбоцитов составил 176 (95% ДИ 170—180) — 424 (95% ДИ 392—429) ·109/л, для девочек — 182 (95% ДИ 177—189) — 431 (95% ДИ 407—443) ·109/л (табл. 2). Полученные РИ числа тромбоцитов оказались близки к рассчитанным прямым методом РИ (175—436·109/л) для мальчиков и девочек [4]. РИ общего числа лейкоцитов, абсолютного числа нейтрофилов для возрастной группы 5—10 лет совпадают с РИ, полученными нами прямым методом [4]. РИ абсолютного числа нейтрофилов также совпадают у детей в возрастной группе 5—10 лет [4].
Таблица 2. РИ показателей гемограммы у детей в возрасте 1—18 лет
| Показатель | Пол | Границы РИ (95% ДИ) | |||||
| 1—5 лет (n=14 893) | 5—10 лет (n=26 121) | 10—18 лет (n=53 958) | |||||
| нижняя | верхняя | нижняя | верхняя | нижняя | верхняя | ||
| Лейкоциты, ·109/л | м/ж | 4,63 (4,38; 4,76) | 12,8 (11,4; 13,9) | 4,15 (4,11; 4,18) | 11 (10,3; 11,2) | 3,96 (3,84; 4) | 10,2 (8,76; 10,4) |
| Лимфоциты, ·109/л | м/ж | 1,89 (1,74; 2,09) | 7,08 (6,3; 7,95) | 1,62 (1,57; 1,67) | 4,92 (4,71; 5,09) | 1,39 (1,35; 1,41) | 4,18 (3,99; 4,31) |
| Нейтрофилы, ·109/л | м/ж | 1,09 (0,863; 1,1) | 5,73 (3,54; 6,15) | 1,3 (1,26; 1,33) | 5,4 (4,95; 5,66) | 1,46 (1,4; 1,52) | 5,48 (4,86; 6,03) |
| Моноциты, ·109/л | м/ж | 0,35 (0,33; 0,36) | 1,20 (0,89; 1,27) | 0,33 (0,327; 0,334) | 1,02 (0,97; 1,04) | 0,329 (0,326; 0,332) | 1 (0,98; 1,02) |
| Гемоглобин, г/л | м | 109 (107; 110) | 142 (140; 143) | 115 (114; 116) | 147 (145; 148) | 121 (119; 132) | 170 (167; 171) |
| ж | 115 (114; 117) | 150 (150; 151) | |||||
| Тромбоциты, ·109/л | м | 208 (178; 220) | 511 (440; 535) | 203 (191; 219) | 473 (437; 483) | 176 (170; 180) | 424 (392; 429) |
| ж | 182 (177; 189) | 431 (407; 443) | |||||
Примечание: РИ — референтные интервалы; 95% ДИ — 95-процентный доверительный интервал; n — количество данных; м — мужской пол; ж — женский пол.
Вывод
Сравнение непрямых РИ с РИ, полученными прямым методом, показывает близость границ РИ. Полученные непрямые РИ показателей гемограммы могут использоваться в повседневной работе лаборатории с учетом критериев, описанных в разделе «Материал и методы».
Авторы заявляют об отсутствии конфликта интересов.