周朝瓊，王華麗，孔麗蕊，何大海，黃 英，吳 風(fēng)，張 艷

（1.成都市郫都區(qū)中醫(yī)醫(yī)院檢驗(yàn)科，成都 611730；2.成都中醫(yī)藥大學(xué)附屬第三醫(yī)院檢驗(yàn)科，成都 610031）

質(zhì)量控制在臨床實(shí)驗(yàn)室質(zhì)量管理體系中占據(jù)重要地位。實(shí)驗(yàn)室內(nèi)部質(zhì)量控制(internal quality control，IQC )已成為大多數(shù)實(shí)驗(yàn)室質(zhì)量控制的中心支柱，大多實(shí)驗(yàn)室依靠IQC反映患者結(jié)果可靠性[1]。但質(zhì)控品成本高，存在基質(zhì)效應(yīng)，且監(jiān)控時(shí)間局限等，可能無法準(zhǔn)確反映患者樣本的真實(shí)情況。隨著實(shí)驗(yàn)室信息化的普及，基于患者的實(shí)時(shí)質(zhì)量控制(patient-based real-time quality control，PBRTQC)近年來被認(rèn)為在質(zhì)量控制中最具價(jià)值和發(fā)展方向[2]，是IQC的一個(gè)有價(jià)值的補(bǔ)充。PBRTQC方法包括多種，如移動均值(moving average，MA)、移動中位數(shù)(moving median，MM)、移動四分位(moving quartile，MQ)、移動標(biāo)準(zhǔn)差(moving standard，MovSD)、指數(shù)加權(quán)移動平均(exponentially weighted moving average，EWMA)等。除MA外，其余方法均較適用于非正態(tài)分布數(shù)據(jù)[1]，但對項(xiàng)目選擇、計(jì)算方法及適用的群體目前暫無統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)[3]。本研究應(yīng)用MM原理計(jì)算患者M(jìn)M值，將MM與IQC進(jìn)行比較，旨在評估基于患者數(shù)據(jù)的MM法對血清鈣( calcium，Ca)及血清無機(jī)磷（phosphorus，P）的失控判斷能力和及時(shí)性。

1 材料與方法

1.1 研究對象 收集2022年2月～2023年1月在成都市郫都區(qū)中醫(yī)醫(yī)院就診患者的血清Ca和P檢測數(shù)據(jù)各31 924例，同時(shí)收集上述項(xiàng)目同期內(nèi)的質(zhì)控?cái)?shù)據(jù)，患者數(shù)據(jù)剔除離群值后分別為31 624，31 380例。按項(xiàng)目檢測時(shí)間先后排序，將前半年數(shù)據(jù)（2022年2月～2022年7月）及IQC結(jié)果作為訓(xùn)練組用于實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，后半年數(shù)據(jù)（2022年8月～2023年1月）及IQC結(jié)果作為測試組用于實(shí)驗(yàn)驗(yàn)證。根據(jù)訓(xùn)練組數(shù)據(jù)在測試組做移動中位數(shù)質(zhì)控圖、Z分?jǐn)?shù)質(zhì)控圖，同時(shí)根據(jù)westgard中的22S和13S規(guī)則判斷失控情況。

1.2 儀器及試劑 項(xiàng)目檢測儀器為Hitachi Labospect 008AS全自動生化分析儀，IQC來自美國伯樂公司，試劑及校準(zhǔn)品均來自四川邁克公司。

1.3 方法

1.3.1 移動中位數(shù)（MM）計(jì)算方法：計(jì)算每天結(jié)果的日中位數(shù)（M），以連續(xù)7日（天）的M值計(jì)算1個(gè)MM，即1～7天計(jì)算一個(gè)MM，2～8天計(jì)算一個(gè)MM，以此類推，得到連續(xù)的數(shù)個(gè)MM值。將訓(xùn)練組MM最大值及最小值分別作為測試組控制上下限，超過二者即為失控，即移動中位數(shù)法。

1.3.2 Z值轉(zhuǎn)換方法：將患者訓(xùn)練組MM的中位數(shù)（）及標(biāo)準(zhǔn)差（s）設(shè)定為測試組的靶值和標(biāo)準(zhǔn)差，并轉(zhuǎn)換為Z值，繪制Z分?jǐn)?shù)圖，轉(zhuǎn)換公式為Z=(MM-)/s。同理將IQC訓(xùn)練組的中位數(shù)()及標(biāo)準(zhǔn)差（s）設(shè)定為測試組的靶值和標(biāo)準(zhǔn)差，轉(zhuǎn)換并繪圖，轉(zhuǎn)換公式為：Z=（C-）/s，C為每天的IQC結(jié)果。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析 用SPSS 25.0及Microsoft Excel進(jìn)行數(shù)據(jù)分析及作圖。K-S法進(jìn)行正態(tài)分布檢驗(yàn)，卡方檢驗(yàn)用于MM及IQC對系統(tǒng)誤差及隨機(jī)誤差檢出次數(shù)是否有差異。標(biāo)準(zhǔn)差法剔除離群值，即測定值超過均值±3倍標(biāo)準(zhǔn)差則認(rèn)定為離群值。

2 結(jié)果

2.1 樣本情況分布表 見表1。剔除離群值后，血清Ca和P訓(xùn)練組及測試組樣本分別為15 911，15 713例及15 783，15 597例。訓(xùn)練組及測試組總體分布一致，二者均為非正態(tài)分布（均P＜0.05）。

表1 樣本情況分布表

2.2 血清Ca和P移動中位數(shù)法質(zhì)控圖

2.2.1 血清Ca移動中位數(shù)法質(zhì)控圖：訓(xùn)練組血清Ca最大和最小的MM值分別為2.43mmol/L，2.30mmol/L，將其分別作為測試組上下控制線，結(jié)果見圖1。2022年11月30日～12月6日及12月14日～12月28日檢測到Ca超過控制線，Ca移動中位數(shù)檢測到超過控制線共22次，其中7次超過上限，15次超出下限。

圖1 Ca移動中位數(shù)法質(zhì)控圖

P移動中位數(shù)法質(zhì)控圖：訓(xùn)練組P最大和最小的MM值分別為1.16mmol/L，1.06mmol/L，將其分別作為測試組上下控制線，結(jié)果見圖2。2022年12月16日～2023年1月4日、2023年1月6日～1月10日及1月16日～1月22日檢測到P超過控制，P移動中位數(shù)檢測到超過位移次數(shù)為32次，均為超過下限。

圖2 P移動中位數(shù)法質(zhì)控圖

2.3 Ca和P 的Z值質(zhì)控圖

2.3.1 Ca的Z值質(zhì)控圖：Ca訓(xùn)練組M的中位數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差分別為2.38mmol/L，0.04mmol/L,將其分別設(shè)為測試組靶值及標(biāo)準(zhǔn)差，做Z分?jǐn)?shù)圖，結(jié)果見圖3。根據(jù)westgard中的22S和13S規(guī)則，檢測到系統(tǒng)誤差33次，隨機(jī)誤差17次。

圖3 Ca的Z值質(zhì)控圖

2.3.2 P的Z值質(zhì)控圖：P訓(xùn)練組M的中位數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差分別為1.09mmol/L，0.03mmol/L,將其分別設(shè)為測試組靶值及標(biāo)準(zhǔn)差，做Z分?jǐn)?shù)圖，結(jié)果見圖4。根據(jù)westgard中的22S和13S規(guī)則，檢測到系統(tǒng)誤差23次，隨機(jī)誤差13次。

圖4 P 的Z值質(zhì)控圖

2.4 IQC的Z值質(zhì)控圖

2.4.1 Ca的IQCZ值質(zhì)控圖：訓(xùn)練組IQC水平1和水平2中位數(shù)分別為 2.44mmol/L，3.16mmol/L，二者對應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.04mmol/L，0.05mmol/L。將其分別設(shè)為測試組靶值及標(biāo)準(zhǔn)差，做Z分?jǐn)?shù)圖，結(jié)果見圖5。IQC檢測到Ca的系統(tǒng)誤差和隨機(jī)誤差分別為7次和8次。

圖5 IQC的Z值質(zhì)控圖

2.4.2 P的IQCZ值質(zhì)控圖：訓(xùn)練組IQC水平1和水平2中位數(shù)分別為 1.33 mmol/L，2.4mmol/L,二者對應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.01mmol/L，0.03mmol/L。將其分別設(shè)為測試組靶值及標(biāo)準(zhǔn)差，做Z分?jǐn)?shù)圖，結(jié)果見圖6。IQC檢測到P的系統(tǒng)誤差和隨機(jī)誤差分別為2次和4次。

圖6 IQC Z值質(zhì)控圖

2.5 MM及IQC失控判斷能力的比較 根據(jù)westgard中的22S和13S規(guī)則，MM及IQC對Ca和P的系統(tǒng)誤差及隨機(jī)誤差檢出次數(shù)差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05），見表2。MM對Ca和P系統(tǒng)誤差及隨機(jī)誤差檢出次數(shù)均優(yōu)于IQC，但對隨機(jī)誤差識別時(shí)間晚于IQC。

表2 兩種方法對失控判斷能力比較表

3 討論

大多實(shí)驗(yàn)室都通過建立IQC監(jiān)測測量程序，雖IQC數(shù)據(jù)能提高實(shí)驗(yàn)室質(zhì)量[4]，但大多實(shí)驗(yàn)室每天僅進(jìn)行一次IQC[5]，國內(nèi)將其稱為初始IQC，其不足以快速檢測到系統(tǒng)錯(cuò)誤[6]，并影響患者結(jié)果，直到進(jìn)行下一次IQC才被檢出，甚至都未檢出[7]。從而導(dǎo)致不同的臨床決策，增加患者風(fēng)險(xiǎn)。雖可通過增加IQC頻率提高系統(tǒng)錯(cuò)誤檢出速度，但增加了試劑耗材等消耗，從而造成醫(yī)療資源過度浪費(fèi)。此外由于缺乏穩(wěn)定的商業(yè)化IQC樣品，一些測量程序并未進(jìn)行IQC。

患者的實(shí)時(shí)質(zhì)量控制(PBRTQC)具有矩陣效應(yīng)小、成本低且不存在基質(zhì)效應(yīng)等優(yōu)點(diǎn)，是一種有效的質(zhì)控方法，其基本原理即是通過患者數(shù)據(jù)來識別分析系統(tǒng)穩(wěn)定性[8-9]，如患者數(shù)據(jù)均值、中位數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差等。因其數(shù)據(jù)分析和處理較復(fù)雜且要求較高，故實(shí)驗(yàn)室應(yīng)用較少[10-11]，但PBRTQC作為一種利用患者數(shù)據(jù)進(jìn)行質(zhì)量控制的方法，無基質(zhì)效應(yīng)，無檢測時(shí)間局限等弊端，更能反映實(shí)驗(yàn)室真實(shí)情況，實(shí)驗(yàn)室應(yīng)借助信息化，基于患者數(shù)據(jù)及IQC，提高結(jié)果準(zhǔn)確性[12]，提高醫(yī)療質(zhì)量，降低醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)。

雖有研究報(bào)道PBRTQC對項(xiàng)目計(jì)算方法目前暫無統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)[3]，但謝葉紅等[13]通過MM及MA兩種方法對血脂的研究表明，二者總體趨勢一致。在本研究中，我們對MM和IQC在Ca和P失控判斷能力和及時(shí)性進(jìn)行了比較，結(jié)果表明MM判斷失控能力較IQC靈敏[13]，二者對失控判斷的一致性較差，無論是系統(tǒng)誤差還是隨機(jī)誤差的檢出次數(shù)，IQC均不及MM，與張艷等[14]使用MA法結(jié)果略有差別，其研究結(jié)果表明IQC隨機(jī)誤差檢出能力優(yōu)于MA。有研究表明[15]，使用不同的標(biāo)準(zhǔn)來判斷結(jié)果，可能會影響方案的有效性。同時(shí)因IQC存在基質(zhì)效應(yīng)，故可能無法及時(shí)準(zhǔn)確地反應(yīng)實(shí)驗(yàn)室檢測結(jié)果的真實(shí)情況。雖本研究顯示MM對Ca和P的失控檢出次數(shù)優(yōu)于IQC，但有學(xué)者研究表明患者群體數(shù)據(jù)不穩(wěn)定，個(gè)體間變異較大[16-17]，甚至與患者臨床狀態(tài)相關(guān)[18]，同時(shí)本研究還顯示IQC對隨機(jī)誤差的識別時(shí)間早于MM，因此需結(jié)合二者優(yōu)點(diǎn)提高檢驗(yàn)結(jié)果準(zhǔn)確性[2]。研究中MM法2022年12月開始Ca，P均出現(xiàn)偏低且失控，提示可能為系統(tǒng)誤差導(dǎo)致偏移趨勢，經(jīng)回顧發(fā)現(xiàn)此時(shí)間段實(shí)驗(yàn)室更換新批號質(zhì)控品。本研究局限性在于僅對Ca和P進(jìn)行分析，檢測指標(biāo)局限；但研究基于患者數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)時(shí)質(zhì)量控制，僅需對患者數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，不需消耗額外試劑及耗材，不僅能使醫(yī)療資源應(yīng)用最大化，還能更準(zhǔn)確反映患者結(jié)果的可靠性，可在臨床較好地推廣應(yīng)用。

綜上所述，MM對實(shí)驗(yàn)室工作人員監(jiān)測測量狀態(tài)來說是一種有效手段，對提高實(shí)驗(yàn)室質(zhì)量管理也較實(shí)用,可作為IQC的一種有效補(bǔ)充。