Principy interpretace laboratorních testů
2
kud známe chování analytů v definovaných fyziologických situacích, budeme schopni lépe hodnotit výchylky z fyziologické situace do patologie. Referenční intervaly dále představují základní popis vlastností laboratorního testu ve vztahu k použitému principu stanovení a výrobci – umožňují proto porovnat mezi sebou různé postupy stanovení analytu a porovnat různé producenty diagnostických souprav. Čím více je analytická metoda standardizována nebo harmonizována, tím větší shoda musí panovat mezi referenčními intervaly. Referenční intervaly ukotvují výsledky měření v klinické realitě, mají význam jak u nově zaváděných testů (především), tak při běžném rozhodování (méně významně). Pro určení referenčních intervalů jsou velmi dobře propracovány teoretické a statistické postupy, které pracují obvykle s dobře definovanými referenčními populacemi, ale existují i postupy pro využití dat běžné vyšetřované populace z laboratorních informačních systémů (Battacharyova metoda, Hoffmannova metoda ad.). Pokud jsou k dispozici dlouhodobě skladované biologické materiály od osob, u nichž se po určitou dobu neprokáže (určité) onemocnění, lze tyto jedince považovat za referenční a stanovit referenční interval – pokud je ovšem dlouhodobě zajištěna stabilita analytu ve skladovaném biologickém materiálu. Odvozením referenčních intervalů a porovnáním dynamiky hodnot mezi stavem zdraví a stavem nemoci se zvyšuje znalostní databáze laboratorní medicíny, vytvoří se předpoklady pro nastavení rozhodovacích limitů pro lékařské akce různé úrovně. Abnormalita, tedy výsledek mimo referenční interval, může lékaře upozornit na neočekávaný patologický stav; odhaduje se, že v nemocniční populaci odhalují laboratorní data 12 % neočekávaných chorob. Není zanedbatelné, že používání referenčních intervalů vyžadují regulační dokumenty, ať již jde o IVD direktivu, nebo normy kvality. Referenční intervaly rovněž vyžadují informační systémy; zde je možnost používat buď samotné referenční intervaly v úzkém slova smyslu, nebo kombinovat dolní či horní referenční meze s rozhodovacími (cut-off) limity. Tento přístup bývá předmětem kritiky, protože rozhodovací meze představují diametrálně odlišný koncept než referenční intervaly. Na druhé straně je nutné v informačním systému hodnotící kritéria zadat a smíchání konceptů nelze zabránit. Tak je tomu například u hodnocení krevních lipidů. Používání počítačů může využití referenčních mezí posílit dalšími nástroji – upozorněním na změny vztahů, posuny hodnot uvnitř referenčního intervalu u analytů s velmi nízkou intraindividuální variabilitou, vyhodnocením více analytů současně apod.
2.4.5.2 Argumenty PROTI používání referenčních intervalů Referenční meze jsou jen arteficiálním nástrojem pro oddělení tzv. „zdravé“ a „jiné“ populace; nelze je obvykle „překlopit“ v lékařskou akci, pouze oddělují „abnormální“ hodnoty (zásadní rozdíl mezi používáním referenčních intervalů a rozhodovacích limitů!). Referenční meze nerespektují individualitu, nejsou použitelné u analytů s převládající interindividuální variabilitou. Je-li intraindividuální variabilita nízká, snižuje se index individuality pod 1,4 (význam referenčních mezí je omezený) nebo pod hodnotu 0,6 (referenční meze mají velmi omezený význam, je nutné individuální monitorování hodnot u konkrétního jedince). Pokud je nutné u pacienta monitorovat hodnoty, referenční meze jsou koncepčně nahrazeny například kritickou diferencí dvou po sobě jdoucích výsledků vyšetření. V poslední době se hovoří o nutnosti určit intraindividuální referenční intervaly; přes vysokou dostupnost dat pro konstrukci intraindividuálních referenčních mezí není dosud dostatečná standardizace analytiky, která by toto odvození umožnila. Významnou námitkou je, že přístup k „normálním“ referenčním jedincům je omezený. Používají se často populace, u nichž se vyjmenují podmínky, které musejí jedinci pro zařazení do referenčního souboru splňovat; neexistuje ale záruka, že tito jedinci nemají skryté příznaky, které se mohou klinicky projevit později, ale může být již ovlivněn analyt, který je předmětem určování referenčních mezí. Často se referenční meze kritizují z hlediska přenositelnosti při rozdílné metodologii měření, rozdílných rasách, socioekonomických poměrech, sezonních vlivech apod. Referenční meze nepostihují vztahy více analytů; dva analyty mohou mít dvě po sobě jdoucí hodnoty v referenčním intervalu, ale jejich změna je „protisměrná“ (zvýšení koncentrace Na+ a pokles koncentrace Cl–, zvýšení koncentrace Ca2+ a snížení koncentrace fosfátů u primární hyperparatyreózy apod.). Naděje, které se vkládaly do matematického zpracování celých množin laboratorních výsledků vícerozměrnými metodami, se nesplnily, tzv. vícerozměrné referenční oblasti nejsou (obvykle) citlivé na značnou odchylku jednoho ukazatele. Problémem je samotná definice referenčního intervalu – zahrnuje 95 % referenční populace. Pokud bychom tedy porovnali zcela totožnou populaci s využitím referenčního intervalu, bude pět procent výsledků jedinců označeno za „abnormální“. U nezávislých testů stoupá tato falešná pozitivita (pravděpodobnost patologického nálezu) s rostoucím počtem
80 Ukázka elektronické knihy, UID: KOS289415
Od analytické kvality k biologickým charakteristikám a zpět hodnocených testů (viz kap. 3.4.1.1). Často se definují pouze referenční meze, ale nejsou k dispozici meze rozhodovací – tedy znalostní databáze o významu testu a jeho výpovědní hodnotě je velmi chudá. Pro některé faktory, které ovlivňují referenční intervaly, je často nepraktické a finančně náročné definovat specifické referenční intervaly (typ diety, doba lačnění, kouření, gravidita, poloha, medikace, tělesná hmotnost, cirkadiánní rytmy, fyzická zátěž, typ materiálu ad.). Referenční intervaly se někdy považují za koncept nezapadající do evidence-based medicine, opět z důvodů absence nějaké smysluplné lékařské akce, která je spojena s jejich překročením. Pro některé analyty (kardiální markery, xenobiotika, plazmatické lipidy, autoprotilátky, patologicky se vyskytující komponenty ad.) referenční intervaly neexistují nebo je téměř vyloučené je zjistit. Konečně referenční intervaly jsou někdy jediným předkládaným vodítkem pro lékaře, aniž by nějakým způsobem byla prezentována nejistota měření, dynamika nárůstu v patologických situacích, vztah k hodnotám dalších analytů, distribuce v populacích s různými stavy poruchy zdraví. Existuje tedy více námitek k používání referenčních mezí a i argumentace pro referenční meze je slabší než argumentace proti nim. Každopádně nejsilnějším argumentem ve prospěch používání referenčních intervalů je fakt, že popisují fyziologickou populaci a nejsilnějším argumentem pro používání rozhodovacích mezí je vazba na patofyziologické procesy. Proto je potřeba obou konceptů a referenční meze nelze z laboratorní medicíny vyloučit.
„Lidská fyziologie popisuje naši očekávanou cestu životem. Nemůžeme definovat patologické odchylky od této cesty, aniž bychom nejprve porozuměli cestě jako takové.“ Kenneth A. Sikaris, 2014
2.4.6 Separace referenčních intervalů podle specifických kohort V praxi se nejčastěji řeší separace referenčních intervalů (partitioning) pro věk a pohlaví. Pokud je vyřešena tato základní separace, je možné pokračovat se separací podle dalších kritérií. Protože při velkém počtu referenčních jedinců a použití Studentova t-testu nebo U-testu Manna a Whitneyho dochází příliš často ke zjištění statisticky významného rozdílu mezi podskupinami, navrhli Harris s Boydem test vhodný pro klinické účely.
Teoretické pozadí problému Používají se dvě kritéria, při splnění alespoň jednoho z nich je potřebné pro testované skupiny používat odlišné referenční hodnoty. První kritérium využívá pouze směrodatné odchylky obou souborů s1 a s2: 0,7 ≥ s12 / s22 ≥ 1,5 Druhé kritérium využívá průměry, směrodatné odchylky a počty měření: (–x – –x ) / (s 2 / n + s 2 / n )0,5 ≥ 1
2
1
1
2
2
2
≥ k . (((n1 + n2) / 2) / 120)0,5 kde –x a x– jsou aritmetické průměry prvního a druhého 1
2
souboru, s1 a s2 jsou směrodatné odchylky prvního a druhého souboru a n1 a n2 jsou počty subjektů v prvním a druhém souboru. Výpočet se porovnává s kritériem odvozeným z počtu jedinců v prvním a druhém souboru a symbol k označuje koeficient, který je v originálním postupu Harrise a Boyda k = 3 (Harris, 1990), ale sami autoři tuto hodnotu zpochybňují (Harris, 1991) a Fuentes-Arderiu doporučuje k = 5, se kterým budeme pracovat dále (Fuentes-Arderiu, 1997). Vždy je vhodné zvolit kritickou hodnotu jako kombinaci statistiky a posouzení klinicky významného vlivu rozdělení referenčních intervalů (Harris, 1991).
Příklad V souboru 1349 dětí ve věku 5–18 let byly hodnoceny hodnoty fT4 pro „eutyroidní“ populaci. Za „eutyroidní“ populaci byly považovány děti s TSH v referenčním rozmezí, použili jsme různé literární nebo firemně doporučené meze TSH: 0,35–4,94 mIU/l (interval firmy Abbott používaný v IKEM), 0,66–3,90 mIU/l (interval firmy Beckman Coulter, používaný v laboratořích MeDiLa), 0,66–4,75 mIU/l (interval používaný v Nemocnici Pardubice) a 0,70–6,40 mIU/l (interval z publikace Tietz Textbook of Clinical Chemistry and Molecular Diagnostics, Burtis, 2006). Přes odlišnost referenčních intervalů byly shody odhadu referenčních mezí fT4 a jejich intervalů spolehlivosti (tab. 2.10) poměrně velké (použita byla neparametrická percentilová metoda podle protokolu CLSI C28-A3). Navržen byl referenční interval fT4 9,7–16,2 pmol/l. Limitujícím faktorem odhadu referenčního intervalu fT4 byla vazba na „eutyroidní“ populaci podle TSH, výhodou vysoký počet testovaných jedinců.
81 Ukázka elektronické knihy, UID: KOS289415
Principy interpretace laboratorních testů Tab. 2.10 Odhady referenčních mezí a jejich intervalů spolehlivosti pro různá kritéria „eutyroidních“ jedinců podle TSH Použité kritérium TSH (mIU/l) pro výběr „eutyroidní“ populace
2
Dolní referenční mez 90% konfidenční fT4 (pmol/l) interval dolní meze
Horní referenční mez fT4 (pmol/l)
90% konfidenční interval horní meze
N
0,35–4,94
9,66
9,54–9,77
16,34
16,07–16,96
1163
0,66–3,90
9,70
9,52–10,01
16,23
15,95–16,76
1017
0,66–4,75
9,66
9,41–9,94
16,20
15,95–16,76
1126
0,70–6,40
9,68
9,59–9,95
16,23
15,98–16,76
1207
Následující krok měl odpovědět na otázku separace referenčních intervalů podle pohlaví. Dívky měly mírně vyšší průměr fT4 (12,93 pmol/l proti 12,65 pmol/l u chlapců). Při směrodatných odchylkách (dívky 1,869 pmol/l, chlapci 1,748 pmol/l) a počtech jedinců (dívky 681, chlapci 482) byla kritéria pro separaci vypočtená podle výše uvedených vztahů s12 / s22 = 1,14 a (x1 – x2) / ((s12 / n1 + s22 / n2)0,5) = 2,61 pro kritickou hodnotu 11,0. Ani jedno z kritérií tedy nedosáhlo meze potřebné pro oddělený odhad referenčního intervalu podle pohlaví a je možné použít stejný referenční interval pro chlapce a dívky. V dalším kroku se hodnotilo, zda je nutné dělit referenční intervaly podle věku (obr. 2.22). Podle grafického průběhu hodnot byla intuitivně zvolena mez 12 let, kdy hodnoty fT4 nad touto věkovou hranicí se zdají být nižší. Hodnoty x1; s1; n1 byly 13,25; 1,96; 392 (pro mladší) a x2; s2; n2 byly 12,60; 1,71; 771 (pro starší). Výpočtem podle Harrise a Boyda byla kritéria pro separaci podle výše uvedených vztahů s12 / s22 = 1,32 a (x1 – x2) / ((s12 / n1 + s22 / n2)0,5) = 5,59
pro kritickou hodnotu 11,0. Ani jedno z kritérií opět nedosáhlo meze potřebné pro oddělený odhad referenčního intervalu pro mladší a starší jedince. Pokud by se pro testování rozdílu pro dívky a chlapce, resp. pro mladší (pod 12 let) a starší děti použil t-test, byly by rozdíly vzhledem k vysokému počtu testovaných jedinců vysoce významné: byl signifikantní rozdíl mezi pohlavími (diference 0,28 pmol/l, t = 2,585, p = 0,0099) i rozdíl mezi mladšími a staršími (diference 0,652 pmol/l, t = 5,843, p < 0,0001). Je tedy oprávněné používat metodu Harrise a Boyda, jak již například naznačuje klinicky neuchopitelný rozdíl v průběhu centilů na obrázku 2.22. Separace referenčních intervalů může zlepšit práci s hodnotami testů, jejichž index individuality je nízký (pod 0,6, tedy v oblasti nízké využitelnosti referenčních intervalů). Pokud se referenční intervaly určí pro vhodné kohorty, sníží se interindividuální variabilita a index individuality se může zvýšit na hodnoty až nad 1,4 (Sikaris, 2014). Někdy je nutné zvážit, zda má separace referenčních intervalů vztah k fyziologii, zda běžně používané kohorty (dané například dekádami věku, třemi trimestry gravidity) tuto fyziologii odrážejí a zda není vhodnější hodnocení změn koncentrace analytu v čase s ohledem na fyziologické procesy než umělé štěpení kohort na základě empirického výběru a následujícího exaktního statistického zpracování (Sikaris, 2014).
2.4.7 Proces ověřování referenčních intervalů
Obr. 2.22 Kategorie podle věku pro subpopulaci s TSH 0,35–4,94 mIU/l. Křivky znázorňují (postupně shora) 97,5. percentil, medián a 2,5. percentil
Pracovní skupina EFLM publikovala v roce 2016 doporučení k prověřování referenčních intervalů, ve kterém se zabývala především přenositelností referenčních mezí při změně analytického systému nebo prostřednictvím porovnání populací (Henny, 2016). EFLM se ale k publikovanému doporučení vyjádřila negativně s tím, že materiál neprošel standardním procesem připomínkování, a nepovažuje ho tedy za oficiální dokument EFLM (Henny, 2017).
82 Ukázka elektronické knihy