青海省临床实验室临床基础检验专业急诊标本TAT的调查分析

目的 调查青海省临床实验室临床基础检验专业急诊标本检验前和实验室内周转时间(TAT)现状,分析TAT超时的影响因素,为实验室质量改进提供依据。方法 通过检验医学信息网网络平台向参加2022年青海省临床检验中心室间质量评价的临床实验室发放《2023年临床检验医疗质量控制指标室间质量评价(全年)质评上报表》,要求各实验室统计上报2022年1-12月不同专业急诊标本检验前TAT、实验室内TAT的年中位数和年第90百分位数(P₉₀),根据国家卫生健康委临床基础检验中心和青海省临床检验中心提供的《临检专业2023年临床检验医疗质量控制指标室间质评报告》摘取数据,采用SPSS22.0软件对回报数据的全血、尿液、粪便常规(简称三大常规)和凝血TAT相关信息进行统计分析,统计TAT在不同时间段内的实验室比率及超出阈外值的实验室比率。结果 青海省参加该次调查的临床实验室共159家,实验室填报率为100.00%。其中,三级医院、二级医院及二级以下医院分别占16.35%、45.28%、38.36%。调查结果显示青海省临床实验室三大常规急诊标本检验前TAT年中位数、年(P_90<...     

探讨临床血液学室间质评

临床血液学室间质评是衡量一个实验室检验质量最权威的指标，它的成绩优劣，直接显示室内质控水平的高低和日常工作质量的可信度。我科自1995年以来使用日本Sysmex F—820半自动血细胞分析仪，参加陕西省临床检验中心组织的血液学室间质量评价(EQA)活动已有7年时间，质     

通过室间质评分析血站血液检验中存在的问题

随着标准化和法制化进一步发展,室间质评(external quality assessment,EQA)也将进入强制性评价阶段.血站系统的室间质评是由卫生部临床检验中心(以下简称卫生部临检中心)定期发放质控品,通过各实验室回报结果,由卫生部临检中心客观评价各实验室的检测结果,并发现实验室本身不易发现的不准确性,了解各实验室之间的差异,帮助找到其不准确的原因[1].本站自1998年起参加室间质评,收益甚多,现总结如下.     

2002～2004年云南省免疫球蛋白和补体室间质量评价结果分析

目的总结和分析云南省近3年来免疫球蛋白和补体的室间质评成绩。方法由云南省临床检验中心按照能力比对检验的要求,于2002~2004年分别组织全省的参控实验室进行了免疫球蛋白和补体的室间质量评价活动,计算PT及格率并对3年的质评成绩进行统计分析。结果2002年全省参控实验室EQA的及格率只有15.9%,2003年为36.8%,2004年上升为53.8%;CV由2002年的35.5%下降到2004年的27.1%。结论新的评价方法有利于参控实验室从室间质评的成绩中发现自身检测系统的不准确性等问题并进行相应的改进,从而提高全省免疫球蛋白和补体的检测水平。     

基于SMOTE算法的急性一氧化碳中毒迟发性脑病风险预警模型的构建

目的 分析急性一氧化碳中毒迟发性脑病的危险因素,并基于SMOTE算法构建风险预警模型。方法 将180例急性一氧化碳中毒患者根据是否发生一氧化碳中毒后迟发性脑病分组,分析患者的临床资料,筛选一氧化碳中毒后迟发性脑病的影响因素,再使用SMOTE算法重建影响因素的原始数据集,从而获得其风险预警模型,并验证模型的预测效能。结果 180例患者中有32例发生一氧化碳中毒后迟发性脑病,发生率为17.78%;年龄>60岁、头颅MRI异常、未行高压氧治疗、格拉斯哥昏迷指数评分<9分、昏迷时间>24 h以及肌酸激酶>200 U/L是一氧化碳中毒后迟发性脑病发生的危险因素(P<0.05),从而获得原始数据预警模型P₁=1.491X₁+1.429X₂+1.053X₃+1.055X₄+1.292X₅+1.330X₆-4.157和基于SMOTE算法的预警模型P₂=1.433X₁+1.229...     

参加卫生部全国临床微生物室间质评活动

据悉山东省各级医院的临床微生物实验室大多数参加山东省临床检验中心的质评活动,仅少数实验室参加全国临床微生物室间质评活动(EQA)。通过参加卫生部临检中心2004年全国临床微生物EQA,极大地开阔了眼界,更新了知识,确实受益匪浅。在1年3次活动15个临床标本中,我们感觉有4株临床少见菌,经全自动和半自动微生物仪鉴定后,仍需要增加某些确证试验,对于不具备条件的实验室来讲,进行鉴定更加困难。回顾EQA感慨万千,有经验也有教训,愿与同仁讨论,互相学习,共同进取,让更多的实验室了解EQA内容,尽早运用2004年美国NCCLs对药敏试验更新内容,…     

流式细胞术淋巴细胞亚群检测室间质评结果分析

目的通过分析卫生部临床检验中心、上海市临床检验中心的淋巴细胞亚群室间质量评价(EQA)报告数据以及上海市2家实验室室内质控上报数据,探讨目前国内淋巴细胞亚群检测EQA评判规则的合理性,为进一步提高国内该检测项目的质量水平提供依据。方法对BD流式细胞仪用户组2014年卫生部临床检验中心及2015年上海市临床检验中心第1次淋巴细胞亚群EQA报告数据进行统计,计算各浓度质评样本上报数据的标准差(s)和变异系数(CV),选取上海市2家BD流式细胞仪用户2014年9月至2015年4月期间的淋巴细胞亚群室内质控数据,计算月s和月CV值。并对卫生部临床检验中心第201403和201405号质评样本CD3+CD4+百分比(CD3+CD4+%)项目(靶值分别为42.7%、42.1%)、上海市临床检验中心第1521和1525号质评样本CD3+CD4+%项目(靶值分别为43.2%,44.13%)的回报数据以及2家上海市临床实验室CD3+CD4+%项目中值水平(月组均值为44.39%~46.80%)室内质控数据进行比较分析。结果 2014卫生部临床检验中心5份EQA样本的s为1.10%~1.55%,CV为3.1%~5.5%,平均CV为3.36%;2015年上海市临床检验中心第1次EQA 5份样本的s为0.67%~1.63%,CV为3.51%~8.64%,平均CV为4.83%。在样本CD3+CD4+%值相近的情况下,卫生部临床检验中心2个EQA样本组s(1.55%、1.35%)和组CV(3.6%、3.2%)、上海市临床检验中心2个EQA样本的组s(1.63%、1.55%)和组CV(3.78%、3.51%)均在上海市2家临床实验室室内质控月s(1.06%~2.44%、0.98%~2.03%)和月CV(2.18%~5.28%、2.14%~4.35%)的变化范围之内。结论由于仪器品牌和型号、溶血方法、荧光抗体的品牌和用量、设门方法、实验人员、环境条件等不同因素的影响,EQA数据统计中的s和CV低于室内质控的s和CV不合理。其原因可能是部分参与EQA的实验室在数据上报前对检测结果进行了交流、核对和更改。当前除了加强对实验室的质量教育外,EQA组织者还需要探讨建立更合适的质控规则。     

卫生部临检中心2002年全国临床细菌学室间质评结果分析

据悉山东省各级医院的临床微生物实验室绝大多数参加省临检中心的质控活动,仅几个实验室参加全国临床细菌学室间质评活动(EQA)。回顾2002年EQA的15份标本,其中有4株临床少见菌株,鉴定有一定难度。通过EQA活动     

不同正确度验证方法来源的偏移对实验室σ水平的影响

正6σ质量管理方法曾被广泛的应用于世界各大企业的质量管理中。Nevalainen最早将其应用于临床实验室的质量评价当中[1-2]。目前,国内大部分文献在应用公式计算实验室σ水平时使用国家卫生计生委临床检验中心全国常规化学室间质评(external quality assessment,EQA)结果统计偏移,而偏移是反映测试正确度的指标。根据GB/T6379的定义,正确度是指由大量测定结果     

2014～2017年我国临床实验室HbA2和HbF检测室内质控变异系数分析

目的 了解2014～2017年我国临床实验室血红蛋白A₂(HbA₂)和血红蛋白F(HbF)检测室内质控情况。方法 收集2014～2017年参加卫生部临床检验中心室间质评参评单位回报的室内质控信息,将变异系数与1/3TEa(6.67%)和1/4TEa(5%)标准进行比较,得到满足各标准实验室的比例,进而分析我国HbA₂和HbF检测的室内质控情况。按照实验室使用的仪器不同进行分组,分别计算2017年HbA₂和HbF不同仪器组在两种标准下的变异系数通过率。结果 HbA₂项目84%以上的实验室精密度都能达到1/3TEa的标准,达到1/4TEa标准的实验室比例略有降低(70.83%～84.47%)。HbF项目的结果除2015年外,当月和累积在控变异系数80%以上的实验室能达到1/3TEa标准,达到1/4TEa标准的实验室比例分布在68.42%～85.07%。2017年数据按仪器分组统计中,两个项目sebia capillarys 2仪器组和全自动血红蛋白分析仪伯乐VariantⅡ仪器组在两种标准下的变异系数通过率均达85%以上,精密度较好。结论 目前我国实验室HbA₂和HbF检测的不精密度水平需进一步提高,尤其是HbF,实验室应继续加强室内质量控制,建立严格的室内质控制度,提高检测水平。     

MRI联合脑脊液检测在诊断中枢神经感染中有较高临床价值

目的探讨MRI联合脑脊液（CSF）检查在诊断和鉴别中枢神经感染中的临床价值。方法选取2019年1月~2020年5月在我院治疗的中枢神经系统感染性疾病患者151例,其中病毒性脑膜炎84例,化脓性脑膜炎35例,结核性脑膜炎32例,均给予MRI检查,检查CSF中的乳酸脱氢酶（LDH）、蛋白、乳酸和白细胞计数（WBC）。结果结核性脑膜炎MRI异常检出率高于病毒性脑膜炎和化脓性脑膜炎（P < 0.05）;病毒性脑膜炎和化脓性脑膜炎MRI异常检出率比较差异无统计学意义（P > 0.05）;病毒性脑膜炎病灶区域脑膜强化检出率高于化脓性脑膜炎和结核性脑膜炎（P < 0.05）;化脓性脑膜炎病灶呈环形强化检出率高于病毒性脑膜炎（P < 0.05）;结核性脑膜炎颅底脑膜强化检出率高于病毒性脑膜炎和化脓性脑膜炎（P < 0.05）;病毒性脑膜炎CSF中LDH、蛋白、乳酸和WBC明显低于化脓性脑膜炎和结核性脑膜炎（P < 0.05）;结核性脑膜炎CSF中LDH高于化脓性脑膜炎（P < 0.05）,而蛋白和WBC低于化脓性脑膜炎（P < 0.05）;筛选出LDH（X₁）、蛋白（X₂）和WBC（X₃）3个指标建立判别函数,即:Y_病脑=-0.056X₁- 0.065X₂-0.062X₃+1.168,Y_化脑=-0.041X₁+0.102X₂+0.089X₃-1.102,Y_结脑=0.112X₁-0.057X₂-0.078+1.032;MRI联合CSF参数函数诊断病毒性脑膜炎的敏感度、特异性和准确率分别为79.76%、74.63%和77.48%,诊断化脓性脑膜炎的敏感度、特异性和准确率分别为80.00%、81.03%和80.79%,诊断结核性脑膜炎的敏感度、特异性和准确率分别为78.13%、84.87%和83.44%。结论MRI联合CSF检测在诊断和鉴别中枢神经感染中有较高应用价值,值得临床使用。      

妊娠期糖尿病母体及新生儿25-羟维生素D3水平与新生儿呼吸窘迫综合征发病的关系研究

目的研究妊娠期糖尿病（GDM）母体和新生儿25-羟维生素D₃［25（OH）D₃］水平与新生儿呼吸窘迫综合征（NRDS）的关系。 方法选取2018年3月至2020年9月安徽医科大学附属阜阳医院148例GDM孕妇，记录产后NRDS发生率。分别在孕28~36周和新生儿出生时采血，检测血清25（OH）D₃水平。采用二分类Logistic回归模型分析GDM孕妇发生NRDS的独立影响因素。采用受试者工作特征（ROC）曲线分析母体和新生儿25（OH）D₃判断NRDS的价值。 结果148例新生儿中28例发生NRDS，发生率为18.92%。NRDS组和非NRDS组新生儿1 min和5 min Apgar评分、吸入羊水、胎膜早破、产前糖皮质激素治疗情况、母体和新生儿25（OH）D₃水平比较差异均有统计学意义（P＜0.05）。Logistic分析结果显示，1 min Apgar评分（OR=2.243，95%CI：1.795~2.803）、5 min Apgar评分（OR=3.662，95%CI：2.074~6.466）、吸入羊水（OR=2.893，95%CI：1.325-6.317）、新生儿25（OH）D₃（OR=0.483，95%CI：0.271~0.861）及母体25（OH）D₃（OR=0.501，95%CI：0.282~0.890）是产后NRDS的独立影响因素（P＜0.05）。ROC曲线分析结果显示，新生儿25（OH）D₃预测NRDS的AUC值为0.741，敏感度和特异度分别为86.7%和54.6%；母体25（OH）D₃预测NRDS的AUC值为0.648，敏感度和特异度分别为89.2%和35.7%。根据Logistic多因素分析结果建立预测模型：logit（P）=0.119+0.808X₁+1.298X₂+1.062X₃-0.728X₄-0.691X₅［1 min Apgar评分=X₁，5 min Apgar评分=X₂，吸入羊水=X₃，新生儿25（OH）D₃=X₄，母体25（OH）D₃=X₅］。ROC曲线分析显示，预测模型判断NRDS的AUC值为0.844（SE=0.041，95%CI：0.764~0.924，P＜0.001），敏感度为0.929，特异度为0.675。 结论GDM患者母体和新生儿25（OH）D₃水平是NRDS的独立影响因素，监测母体和新生儿25（OH）D₃水平有助于NRDS早期筛查，指导临床。     

甲状腺微小乳头状癌中央区淋巴结转移的术前超声预测模型建立

目的采用二元Logistic回归分析建立术前超声预测模型,探讨其对甲状腺微小乳头状癌中央区淋巴结转移风险的预测能力。 方法选取2014年1月至2016年7月就诊于浙江省人民医院,经术后病理确诊为甲状腺微小乳头状癌（PTMC）的患者352例,共有413个腺叶与同侧中央区淋巴结。对其术前超声图像进行回顾性分析,采用二元Logistic回归分析对影响中央区淋巴结转移病理结果的各变量进行逻辑向前回归分析,建立超声预测模型。模型建立后,于2017年1月至2017年10月连续纳入186例PTMC患者作为模型的验证组,共有229个腺叶与同侧中央区淋巴结。应用模型预测186例验证组患者中央区淋巴结转移风险,与术后病理比较,并绘制ROC曲线,以评价模型的预测效果。 结果以术前超声特征为自变量,中央区淋巴结转移（有/无）为因变量,Logistic回归分析结果显示最终进入模型的变量为X₁（癌灶最大径）、X₂（癌灶个数）、X₆（微钙化占癌灶面积）以及X₉（甲状腺包膜外侵犯）,建立的风险预测模型为：Y=-2.52+1.36X₁+0.63X₂+2.06X₆+2.19X₉;P=e^Z /1＋e^Z（P是转移概率,e是自然数2.72）。应用模型预测验证组转移风险,与术后病理对比,其准确性为89.08%,敏感度为91.36%,漏诊率为8.64%,特异度为87.84%,误诊率为12.16%,阴性似然比0.098,阳性似然比7.513,ROC曲线下面积为0.931。 结论超声预测模型对PTMC患者中央区淋巴结转移具有较好的预测能力,有助于提高中央区淋巴结转移的术前诊断率,可在一定程度上为临床治疗方案的合理选择提供帮助。     

老年痴呆照顾者虐待倾向风险评估模型的构建与评价

目的 分析长期护理机构老年痴呆照顾者虐待倾向相关因素,构建风险评估模型,为机构早期识别虐待高危人群及制订干预措施提供依据。方法 2018年7月—12月便利抽样8所长期护理机构中307名老年痴呆照顾者,采用一般资料调查表、照顾者虐待评估表、大五人格问卷、简易应对方式问卷、照顾者积极感受问卷、一般健康问卷12项进行调查。结果 自评照顾难度困难、照顾对象有精神行为症状是照顾者虐待倾向的危险因素(OR=8.668、4.412),照顾者宜人性、开放性是其虐待倾向的保护因素(OR=0.888、0.940)。得出风险评估模型为Y=15×X₁+10×X₂-8×X₃-4×X₄(X₁：自评照顾难度困难;X₂：照顾对象存在精神行为症状;X₃：宜人性;X₄：开放性);模型受试者操作特征曲线下面积为0.856,灵敏度为81.0%,特异度为68.2%,总符合率为74.6%,Hosmer-Lemeshow拟合优度检验显示P=0.515,模型拟合尚佳。结论 多种相关因素参与照顾者虐待倾向的发生过程,构建的风险评估模型预测效能尚佳,有一定的临床应用价值。     

声触诊组织定量剪切波弹性成像联合盆底超声对阴道分娩者产后盆底功能障碍的诊断价值

目的探讨声触诊组织成像定量（VTIQ）剪切波弹性成像联合盆底超声对阴道分娩者产后盆底功能障碍（PFD）的诊断价值。 方法选取2019年1月至12月海南医学院附属海南医院收治的经阴道分娩的42例PFD患者为PFD组，选择同期52名经阴道分娩的健康志愿者为正常对照组，均进行盆底超声和VTIQ剪切波弹性成像检查。记录并比较2组受检者的临床资料，包括年龄、体质量指数、产次及新生儿体质量以及盆底超声检查参数［膀胱颈移动度（BND）、膀胱尿道后角（PUVA）、尿道旋转角度（URA）、子宫颈外口移动度（COD）、直肠壶腹部移动度（RAD）、盆膈裂孔面积（LHA）］和弹性超声参数（静息状态和最大缩肛状态下杨氏模量值）。单因素分析采用秩和检验及t检验，筛选出对PFD有诊断价值的指标，并建立二分类Logistic回归模型，明确阴道分娩者产后PFD的独立影响因素。采用受试者操作特征（ROC）曲线分析单个参数及回归模型的诊断价值，并进行曲线下面积（AUC）的比较。 结果单因素分析正常对照组和PFD组产次、新生儿体质量、BND、PUVA、URA、COD、RAD、LHA、最大缩肛状态杨氏模量值及杨氏模量值差值比较，差异均有统计学意义（P均＜0.05）。杨氏模量值差值区分正常对照组与PFD组AUC大于最大缩肛状态杨氏模量值（0.865 vs 0.750），差异具有统计学意义（Z=2.844，P＜0.001）。二分类Logistic回归分析结果显示新生儿体质量（X₄）、BND（X₅）及LHA（X₁₀）是阴道分娩后PFD的独立危险因素，杨氏模量值差值（X₁₃）是阴道分娩后PFD的独立保护因素，构建的Logistic回归模型为：Logit（P）=-60.011+0.010X₄+0.599X₅+1.202X₁₀-0.416X₁₃。ROC曲线结果显示新生儿体质量、BND及LHA、杨氏模量值差值以及回归模型预测阴道分娩后PFD的AUC分别为0.779、0.836、0.876、865、0.996，其中回归模型预测的AUC明显高于各指标单独预测的结果（P＜0.001、＜0.001、=0.006、=0.013），其余单个指标AUC比较，差异均无统计学意义（P均＞0.05）。当回归模型预测概率为0.5454时，其敏感度与特异度分别为88.10%和94.23%。 结论VTIQ技术联合盆底超声建立的回归模型对阴道分娩者产后PFD有较高的诊断价值。     

脑脊液生化检测室内质量控制不精密度分析及Westgard西格玛规则的应用

目的 分析脑脊液生化检测项目室内质量控制不精密度及Westgard西格玛规则在葡萄糖项目室内质量控制(IQC)中的应用。方法 收集2014～2017年参加卫生部临床检验中心室间质量评价(EQA)单位回报的IQC数据,依据1/3TEa(室间质量评价限),1 /4TEa计算得到满足两种标准的实验室比例。根据IQC所使用的检测系统进行分组统计,并按两个评价标准计算各组的通过率。随机选择2017年10家同时上报葡萄糖项目EQA和IQC的实验室,以EQA中的百分差值作为偏倚(bias)估计值,以IQC的累积变异系数作为不精密度估计值,以EQA计划中的允许总误差TEa作为质量规范,依据公式σ=[(TEa-|bias|)/CV]计算σ值。结果 2014～2017年间清蛋白、总蛋白、氯化物3个项目达到两种标准的不精密度性能规范的实验室比例较低。葡萄糖、乳酸脱氢酶、IgA,IgG,IgM和乳酸6个项目通过率相对较高,且各项目的通过率略有上升趋势。使用不同检测系统的通过率比例参差不齐,并无规律。使用Westgard西格玛规则为葡萄糖项目选择合适的质控规则。3号实验室σ值>6,6σ质量应选择1_3s规则; 2,5,7号σ值分别为4.84,4.47和4.72,4σ质量水平应选择1_3s/2_2s/R_4s/4_1s规则; 其余实验室σ值均<4,选用1_3s/2_2s/R_4s/4_1s/8x规则。结论 各项目的IQC不精密度水平存在很大差距,各实验室应建立严格的IQC程序,积极参与IQC数据实验室间比对,进一步提高脑脊液生化检测的水平,并通过Westgard西格玛规则为实验室检测项目选择正确的质控规则。     

2型糖尿病患者肝肾回声比值与血清学指标的相关性

目的以肝肾回声比值预测肝脏脂肪含量,探讨2型糖尿病（T2DM）患者肝脏脂肪含量与血清学指标的相关性。 方法收集2011年1月至2012年9月青岛大学附属医院就诊的T2DM患者120例。所有患者均行常规超声检查,获取肝右肾矢状切面图,利用NIHimage图像分析软件计算肝肾回声比值;于超声检查后24 h内检测受试者相关血清学指标。采用Spearman秩相关分析法分析T2DM患者肝肾回声比值与血清学指标的相关性;以肝肾回声比值为因变量,三酰甘油（TG,X₁）、总胆固醇（TC,X₂）、高密度脂蛋白胆固醇（HDL-C,X₃）、低密度脂蛋白胆固醇（LDL-C,X₄）、丙氨酸氨基转移酶（ALT,X₅）、天冬氨酸氨基转移酶（AST,X₆）、γ-谷氨酰转移酶（γ-GT,X₇）、碱性磷酸酶（ALP,X₈）浓度为自变量作多元线性回归分析,分析T2DM患者肝肾回声比值的影响因素;绘制肝肾回声比值诊断T2DM患者TG浓度增高（>1.92 mmol/L）的操作者工作特性（ROC）曲线。 结果T2DM患者肝肾回声比值与TG、AST、ALT、γ-GT浓度均呈正相关（r=0.420,P=0.000;r=0.383,P=0.000;r=0.309,P=0.001;r=0.253,P=0.005）,与糖化血红蛋白、TC、HDL-C、LDL-C、ALP、血尿酸浓度均无相关性（r=0.0.067,P=0.368;r=0.145,P=0.115;r=-0.148,P=0.106;r=0.002,P=0.986;r=0.160,P=0.081;r=0.064,P=0.489）;仅TG浓度（X₁）与T2MD患者肝肾回声比值有线性回归关系,回归方程为：Y=1.245+0.062X₁;ROC曲线显示,肝肾回声比值诊断T2DM患者TG浓度增高（>1.92 mmol/L）的最佳界值为1.236,曲线下面积为0.677,敏感度为86.7%,特异度为45.3%。 结论肝肾回声比值可作为预测肝脏脂肪含量的可靠指标;T2DM患者肝脏脂肪含量与TG、ALT、AST、γ-GT浓度具有相关性;TG浓度的升高可反映T2MD患者肝脏内脂肪含量的增加,且肝肾回声比值达到1.236时T2MD患者TG浓度易出现异常。     

强生干化学分析仪开放通道检测血清淀粉样蛋白A的性能验证

目的 强生干化学分析仪开放通道搭载国产普瑞柏血清淀粉样蛋白A(serum amyloid A,SAA)试剂盒的分析性能验证。方法 根据美国临床和实验室标准化协会(NCCLS)的检测仪器评价标准,并参照卫生部关于分析仪器的性能验证指南,对Vitros 5.1 FS检测SAA的精密度、准确度、线性范围、最大稀释度和生物参考区间进行验证。结果 2个水平SAA批内及总精密度分别为S_批内低=0.3,S_总低=0.45和S_批内高=0.6,S_总高=1.01,均小于厂家声明的精密度。比对实验决定系数r²=0.991 2,线性方程Y=0.962 9X+0.204 6,其线性范围可以验证至5.99～92.59 mg/L,最大稀释倍数可验证至10倍。23例健康个体中95.7%的个体SAA检测值处于厂家声明的参考区间之内。结论 Vitros 5.1 FS搭载该SAA试剂盒的分析性能验证通过,该检测系统可以用于临床常规标本检测。     

临床化学实验室质量控制计算实际西格玛值的新方法

目的 计算实际西格玛(sigma,σ)值,正确评估实验室检测项目分析性能。方法 方法①结合室内质量控制(internal quality control,IQC),与室间质量评价(external quality assessment,EQA),计算westgard两种σ计算公式σ₁=(TEa-bias)/(s)和σ₂=(TEa%-bias%)/(CV%)下的σ₁与σ₂值。以IQC累积均值χ₁与EQA靶值μ₂的比值(χ₁/μ₂)为横轴,σ₁,σ₂为纵轴绘制散点图,比较σ₁,σ₂的关系; 方法②以伯乐公司全球质控材料,批号为45751和45753,仪器为罗氏Cobas 8000全自动生化分析仪,累积到2018年1月份的均值作为靶值μ₁,结合IQC数据计算Westgard两种公式下检测项目的σ₁,σ₂值。结果 方法①计算的σ₁与σ₂值并不相同,甚至相差很大,而且对钠(Na)、氯(Cl)、钙(Ca)三个TEa要求高的检测项目,σ值计算结果为负值。比较σ₁,σ₂的关系,当χ₁/μ₂<1时,σ₁>σ₂; 当χ₁/μ₂>1时,σ₁<σ₂。方法②中χ₁ /μ₁值接近于1,σ₁,σ₂大小非常接近。结论 结合IQC与EQA计算σ时,应选取与质控材料同一浓度水平的测定值,这才能真实反映实验室检测项目分析性能。