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1、Ws /T 356-2011 基质效应与互通性评估指南 1 范 围 本标 准适用 于体外诊 断产 品生产 商 、 临床实验室 、 室 间质量评价及能力验证 组织者 。本标 准适用的 待评 价样 品包括标准物质 、 校准物 、 室 内质控物和室 间质评 /能 力验证物质等制备物 。 2 术语 和定义 下列术语 和定义适 用于本 文件 。 2.1 某一物质 系统 的(基质) m a t r i x (o f a m a t e r i a s y s t e m ) 一个 物质系统 中除被分析物之外 的所 有成分 。 2.2 基质效应 m a t r i x e f Fe c t 被测 量 以外
2、的某种样 品特性对测量 因而对被测量 的值 的影 响 。 2.3 互通性 c o m m u t a b i 1i t y 在两种不 同(指定 )测 量系统 中,进行相 同量 的测量 时,某一物质测量 结果 间 的数 字关 系,与用此 相 同测定方法测量其他相关类型的物质(如:实际临床样 品)时得 的数字关系一致程度 。 2.4 溯 源 性 t r a c e a b i 1i t y 通过一条具有规定不确定度的不间断的比较链,使测量结果或测量标准 的值能够与规定 的参考标 准,通常是与国家标准或国际标准联系起来的特性 。 3 评估原理 在临床常规测定中,待测物的检测信号与其活性或浓度的关系通
3、常会受到环境条件(如温度或基 质)的影响。只有极少数的分析测量技术是完全特异的,因此两种测量方法之间的关系很大程度上依赖 于所选择的待测样品的性质。由于临床检验分析的对象是临床样本,故在本评估标准 中亦使用一批具 有代表性的临床样本作为 比对标准 。 评估方式如下:用两种测定方法同时对选定的一系列具有代表性的临床样晶和制备样品进行分析, 利用两种方法测定临床样品的结果建立数学关系(回归)。制备样品测定的结果偏离这一数学关系的程 度即反映其基质效应的大小 。一般来说,制备样 品与临床样 品的性质差异越大,数据 的偏离程度将越 大,该物质的互通性越差 。 4 实验方法 4.1 材料 4.1.1 比
4、对方法和评估方法所用的试剂 、 校准物和仪器 。 1 Vs /T356-2011 要求 比对方法 对于制 备样 品(校准物 或质控 样 品)没 有 或 只有 轻微 基 质效 应 。比对方 法选择顺 序 如下: 级参 考方法(如同位 素稀释质谱法测定胆 固醇); 二级参 考方法(如 美 国CDC改良的Ab e l 卜Ke n d a l l 法测定胆 同醇); 指定 的 比对 方 法(如 美 国CDC的HDLC指定 比对 方 法 :硫 酸 葡 聚 糖-镁离 子沉 淀 法 i 刂备 HDI.川胆 同醇二级 参考 方法测 定胆 田醇); 常规测定 方法 。 注:理想的比对方法应为兀荃质效应的参考方法
5、或拼指定的比对方法.在实际T作巾山 ,可选川常规方法作为比对 方法,但是在这种情况下,比较难以判断基质效应娃来白于比对丿 法 拟或评估力法。 4.1.2 制 备样 品(如参 考物质 、 校准物 、 质控样 品)。 4.1.3 20份新鲜 临床病 人样本 。 在实验浓度范 围内,临床样本 的分析物浓度或活性浓度应 均匀 分 布,并涵 盖制 备样 Jl 的 浓 度 范 围。 应选择 具有代表性 的临床样 本(如健康 人和患者 的样本 ),避 免使 用 含有 已知 十扰 物 的样 昂I。若 明确 冰 冻样本不影响测定.亦可采用新鲜 冰冻样本 。 注 1:为 便于实验,可根据实验批次计算样本份数,将实
6、验样品分装后进行保存。 注2:某些情况下,为r 提 供吏多的数据,需要增加新鲜临床病人样本的个数 . 4.2 步骤 4.2.1 准备实验样 品 。 4,2.2 将制备样 品与20份新鲜 临床样 品随机 穿插排列,分别使用评 估方 法与 比对方 法测 定所有样 品 , 重复测定3批,每批 每个样 品测定1次,每批测定 都需 校准 。评估 方法 与比对 方 法宜 同步进行,若不能 实现同步测定,应在适宜 的条件下储 存样 本 。 4,2.3 使用合适 的方法 剔除离群值,如 Gr u b l ,s 法。 42,4 实验 完成后,将实验样本在适官 条件下保存 。如在数 据分析 过 程 巾发现 问题
7、.有必 要选用其他 比对方法(如决定性方 法或参考方法 )又寸 样 品进行重新测定 。 4.3 数据分析 43.1 利用新鲜 临床样 品及制 备样 品重 复测定结果 的均值 (使用 不 同符 号)作散点 图,Y轴为评估方法 结果,X轴为 比对方 法结 果 。 4,3.2 根据新鲜 临床样 品测定结果散点 的分布方式,选择合适 的 回归分析方法 。 4.3.2.1 线性 回归分析方法 如下 : 目视,评估方法 和 比对方法测 定结果呈线性 关系,无明显弯 曲;在实验浓度范 围内 ,临床样本的 评估方法测 定值(回归线 的Y轴)呈均匀分布 。 检查数据 是否适合 回归分析(参考最新版CLSl /N
8、CCLS文件EP6定童测定 方法 的线性评 估 : 统计方法)。 将评估方 法测定 临床样 品结 果 的均值作 为 值,比对 方 法 测定 临床 样 品 的均值作 为R值 ,进 行线性 回归分析(呃附 录A)。 4.3.2.2 多项 式 回归分析 多项式 回归指二项式 回归 以上 (包括)的回归模 式.一项式 即线性 回归 采用 合适 的统计 分析软件(如s Ps S)进行 多项式 回归分析,以比对方法测定 每个临床样本 的均值为 白变 呈(X轴),评 估方 法测定 每个样本 的均值为 囚变 黾(y 轴).求 出最佳 拟 合 回归方程,以期得 到最小 的置信区间(见4.3.1).提高检 出基
9、质效应 的能力 。若最住拟合为二项式,则同归方 程为:=“0+“ 讠 J十 “ r 。对该二项式 回归方程 中的 回归 系数 幻 进 行统计 分析,若“z 与0有显 著性 差 异(女口r 检验结 果 Ws /T356-2011 p 0.05),则使用线性回归分析。 注:若两种方法测定结果之间不呈线性,很可能是因为20个临床样 品的浓度 范 围分布较窄,建议增加样本 以得到 更宽的t 值范 围,不可利用个样本的数据来判定 非线性 的原 因出 自何处 。 4.3.3 若临床样 品测定结果分布近似等 比数列(如,40,80,160),而非均匀(如 ,30,座0,50,60, 70),可将测定结果进行
10、对数转换后再进行分析。 4,3.4 用公式(1)计算给定 =值下 (重复测量均值),新鲜临床样品评估方法测定均值y 的双侧95%置 信区间。 丿p r 胡彦 (0.975,刀一2)Sy = 式中: 丿p d 根据 回归曲线,计算 出来 的在多值的丿值; 新鲜患者样本数量 ; g 常数项 ,线性 回归时为2,二次回归时为3; Sy ,=回归标准误,计算公式为E o p Kd 丿i )2/(m 工g )1/2; =i X轴上第 j 个值(某样本 比对方法测定均值); 丿j Y轴上第饣个值(某样本评估方法测定均值); 免 所有样本比对方法测定均值的整体均值。 利用以上方程,将比对方法测定均值作为轴,
11、计算每个制备样本的 丿值的95%置信区间,如果评 估方法的测定均值落在该区间内,说明该制备样本对评估方法无基质效应,表明该物质在比对方法和评 估方法间具有互通性。需注意的是,若两种测定方法间的特异性差异较大,测定结果间的相关性将会受 到影响,从而导致计算出来的置信区间偏大,以至于无法检出不太显著的基质效应,影响最终的结论 。 4.3.5 在散点图上,可将一系列临床样本的比对方法测定均值(多)与对应的y 值的95%预测区间在回 归线两边标记出来(见附录B)。若制备样品的点落在预测区间线条之外则说明存在基质效应(见附 录B)。若制备样品的点在置信区间内,则表明不存在基质效应(见附录 D。 注:若回
12、归曲线附近的数据点分布和待测物浓度 的关 系既非 比例关 系亦 非恒定关系,宜将数据分成几组较小 的浓 度区间,在每个 区间 内单独进行线性 回归分析 。区间组 的划 分标准 为:每组 内新鲜临床样 品结 果 的分 布保 持 大体一致,每组应 至少含有10份新鲜临床样品的数据,且包含制备样 品。 1+黠 Ws /T3562011 附 录 A (资料性 附录) 数据分析-酶法肌酐测定试剂盒基质效应评估-直线 回归 表A。1 数据分 析-酶法肌酐测定试剂盒基质效应评估冖直线 回归 样 品 比对方法 评估方法 均值(Jt ) (Jr i t )2 均值(y j ) y r e d(y p r e d
13、 y i )295%上限95%下限 新鲜血清 1129.350273.6116.3115.8 0106.5 新鲜血清2 881.9279195.2820.0810.6 87.6820.7800.6 新鲜血清3 163.336196.1147.7147.1 156.3138.0 新鲜血清4 886.4283894。7827.3814.7158.9 824.8804.7 制备物1 200.0220.0181.0 190.1171.9 新鲜血清5 298.33050.7269.0271.87.7 280.8262.7 新鲜血清6 112.558090.9103.3100.2 109.591.o 新鲜
14、血清7 322.9939.5292.7294.5 303.5285.4 新鲜血清8293.33635.0263.7267.111.8276.1258.1 制各物2 80.070.070.279.2 61.2 新鲜血清9 599.960698.7541.5550.376.6 559.5541.0 新鲜血清10 730.61逐2195.9658.5670.9 154.8680.5661.4 新鲜血清11 250.310658.2230.0227.56.5 236.5218.4 新鲜血清12516.726630.0466.0473.455.5482.6464.3 制备物3283.o 285.0257
15、.6266.8248.5 新鲜血清13 160.937130.o149.0144.917.1154.0 135.7 新鲜血清14 70.879948.563.561.7 3,271.052.4 新鲜血清15 43,796020.239.036.7 46.027.3 新鲜血清16343,53307.5313.535.8322.5304.5 制备物4 390.0330.0356.4365.7 347.2 新鲜血清17 230.815066.5215.0209.430.9218.5 200.钅 新鲜血清18 366.2160,3331.0334.512.o343.5325.4 新鲜血清19 328.
16、7l302.5299.87.1308.9290.8 新鲜血清20 340,9159.9312.0311.1320.1302.l 制各物5 515.2520.0472 1在81.4462.7 注1:项目:肌酐,单位:u m 。l /L。 注2:比对方法:D LC/S/NIS(同 位素稀释液相色谱串联质谱方法),评估方法:日立71A/酶法肌酐测定试剂盒。 Ws /T356-2011 附 录 B (资料性附录) 制备样品基质效应评估 表B.1 制备样品基质效应评估 900 800 700 600 500 400 300 200 100 图中实线为新鲜血清样品测定的回归曲线,虚线为其预测值y 的 95%置信区间;“”代表新鲜血清,“+”代表制各 物。凡是落在虚线范围外的“+”,均判断为有基质效应。 图B.1 基质效应分析图 翻姒琚煺权本妲 样 本 均值(岛)均值 (头) y r e d95%上限95%下限 判 断 制备物1 制备物2 制备物3 制备物4 制备物5 200.o 80,o 283.0 390.o 515.2 220.0 70.0 285.0 330.o
