線性評價評價試驗詳解

線性評價及分析測量范圍的確定09:37:251參考材料?

NCCLS

EP6-A2

：Evaluation

of

Linearity

of

Quantitative

Analytical

Methods;Approved

Guide-Second

Edition?

《臨床檢驗方法確認與性能驗證》P153?

WS/T

408-2012

《臨床化學設備線性評價指南》09:37:25209:37:25

關于“確認”

(Validation)

方法學研究或方法產(chǎn)品性能研究

由方法建立者或產(chǎn)品生產(chǎn)者完成

給出主要方法性能：

―準確度(accuracy)

―精密度(precision)

―特異性(specificity)

―檢測限和定量限(LOD

and

LOQ,

"靈敏度")

―線性(linearity)

―耐變性(robustness)

...

...

3---陳文祥09:37:25

關于驗證

(Verification)

對主要方法性能的證實

在引入新方法時進行

對配套系統(tǒng)，一般驗證下列指標：

―準確度(accuracy)

―精密度(precision)

―可報范圍(reportable

range)

―參考區(qū)間(reference

interval)

對非配套系統(tǒng)，驗證更為廣泛，除上述指標外：

―分析特異性

―分析靈敏度

―任何其他必要指標

[The

U.S.

CLIA]

4---陳文祥概念?

線性范圍（Linear

Range)是指系統(tǒng)最終的輸出值（濃度或活性）與被

分析物的濃度成正比的范圍，此時的非線性誤差應低于允許誤差。?

分析測量范圍（Analytical

Measurement

Range）方法直接測量標

本，而不需要任何的稀釋、濃縮或者其它預處理等過程下，測量結果

總誤差符合要求的分析物濃度的范圍。（CAP）

符合方法學性能，測量總誤差滿足方法規(guī)定的性能指標。?

臨床可報告范圍（Clinically

Reportable

Range)是方法可采用對標

本的稀釋、濃縮或者其他預處理用于擴展直接分析測量下的分析物值

的范圍。

臨床有用性?

可報告范圍（Reportable

Range）：實驗室可建立或驗證儀器或檢測

系統(tǒng)測量相應的準確實驗結果值的范圍。（CLIA）09:37:255測量區(qū)間（Measuring

Interval）?

也稱（分析）測量范圍。?

測量程序可給出測量結果（數(shù)值）、由測量低限和測量高

限構成的閉區(qū)間；?

在此區(qū)間內，測量總誤差滿足方法規(guī)定的性能指標。?

規(guī)定條件下，滿足特定的不確定要求時，某一測量儀器

（系統(tǒng)）測量同樣的量所給出的一系列數(shù)值。?

相關性能獲得確認的體外診斷設備的線性曾被稱作“可報

告范圍”測量范圍（measuing

range）:當測量系統(tǒng)的誤差處于規(guī)定的界限內（如CV=10%)時，被測量值分布的高、低界限值間的范圍。09:37:25609:37:257思考?

定量免疫（如化學發(fā)光，免疫比濁），校準曲線并非直

線，能否進行線性評價？

1.6

1.4

1.2

1

0.8

0.6

0.4

0.2

00123456線性評價-EP6?

設備熟悉期：在控、校準、樣本準備等；?

注意生物安全防護；?

樣本（濃度水平）數(shù)量：

驗證：4-6個樣本，覆蓋線性范圍，3-4次測定；

建立（

Establishment）：9-11個樣本，超出20-30%預期

線性范圍，3-4次測定。09:37:258?

樣本類型：混合病人樣本、用適當稀釋液稀釋的臨床樣

本、加入分析物的混合臨床樣本、商品質控物或校準物、

水溶液等。避免干擾，盡量減少基質效應。高濃度樣本可

用說明書指定稀釋液稀釋成系列低濃度樣本。?

總體要求：為避免基質效應對結果的影響，進行線性評價

時所選用的樣品應與臨床實驗樣品相似，但不應對測定方

法有明確的干擾作用，避免溶血、脂血、黃疸等。?

評價的是理論值（實際濃度、相對濃度）與儀器給出的最

終結果（而非儀器內部的響應值）之間的線性關系。09:37:25909:37:25可添加分析物1009:37:25使用高低混合血清制備系列樣本采用足量的混合血清樣本時，準備如下：?

X1:

低濃度混合血清，濃度接近或等于下限；?

X5:

高濃度混合血清，濃度等于或接近上限；?

X2:

3份X1

+

1份X5?

X3:

2份X1

+

2份X5?

X4:

1份X1

+

3份X511濃度計算?

如果高/低濃度混合血清的值未知，可將每種混合血清編

碼。編碼可代表每個血清的相對濃度。對于等濃度間隔樣

品，編碼可用整數(shù)（如1、2、3、4與5）代表連續(xù)樣品。本

實驗方案不需預先知道樣品濃度，在確定線性范圍時可使

用樣品測定結果的均值。09:37:2512樣品號1234567891011低濃度混合血清(ml)5.004.504.003.503.002.502.001.501.000.500.00高濃度混合血清(ml)0.000.501.001.502.002.503.003.504.004.505.0009:37:2513如所制備的中間濃度樣品不是等間隔，其濃度間隔間的關系應明確，在測定時可以這些間隔間的相對比值做為X值。

實驗程序?

一般要求：實驗人員必須熟練掌握儀器操作和維護程序、

樣本準備方法和校準。?

全部實驗和數(shù)據(jù)采集宜在同一試驗批（run）內或者相隔簡

短的實驗批中完成（最后在一天內完成）。樣本隨機排

列。有顯著攜帶污染時，應用空白隔開樣本。每個濃度樣

本重復測定3-4次。記錄分析結果。09:37:2514樣本濃度測定次數(shù)及結果X1Y1-1Y1-2Y1-3Y1-4X2Y2-1Y2-2Y2-3Y2-4X3Y3-1Y3-2Y3-3Y3-4X4Y4-1Y4-2Y4-3Y4-4X5Y5-1Y5-2Y5-3Y5-409:37:25

實驗記錄表格15檢查離群點Dixon

方法?

將每個濃度4次按從大到小排列（Yi-1到Yi-4)

計算極差

D

=

Yi-1

–Yi-4

計算

D1=

(Yi-1-Yi-2)/D

計算

D4=

(Yi-3-Yi-4)/D

D1或D4如果大于0.765（0.05)或0.889（0.01）則該點

為離群點；09:37:2516

x

s

=09:37:2517x

=x1

x2

x3

3格拉布斯（Grubbs）法每組數(shù)據(jù)中有3個測定結果，分別記為

x1，x2，x3。1)將3個測定值按大小順序排列,最大值記為

xmax,最小值記為xmin;2)由3個測定值計算均值x和標準差s:32

3i1i

x09:37:2518樣品測定次顯著性水平α數(shù)

3

40.0501.1531.4630.0251.1551.4810.0101.1551.4920.0051.1551.4963)根據(jù)可疑值

xmax或

xmin分別按下式計算統(tǒng)計量t：

t1

=

xmax

x

s

x

xmin

s5)如t值大于臨界值，則相應的可疑值為離群值。

Grubbs檢驗臨界值表多項回歸分析?

將上述數(shù)據(jù)進行多項回歸分析，得出一級、二級與三級多

項式，此步可采用統(tǒng)計學軟件（如SPSS,SAS）完成。階數(shù)一級多項式

回歸自由度（Rdf）Y

=

a

+

b1X

2二級三級Y

=

a

+

b1X

+

b2X2Y

=

a

+

b1X

+

b2X2

+

b3X33409:37:2519回歸方程的線性檢驗?

t

=

bi/

SEi?

如三級多項式L=

5，R

=

2，Rdf

=

4，df

=

5*2-4

=

6。在t值

表中尋找t界值（雙邊檢驗，α=0.05），如非線性系數(shù)無顯

著性（p>0.05），則數(shù)據(jù)組被認為具線性，此時可對數(shù)據(jù)

組進行精密度檢驗，精密度符合線性判斷要求時，數(shù)據(jù)分

析結束并得出結論為數(shù)據(jù)組具有統(tǒng)計學線性或一階線性。

如任一非線性系數(shù)具顯著性（p<0.05），數(shù)據(jù)組則為非線

性。此時應進行臨床標準的線性與非線性檢驗。09:37:2520非線性程度判斷----臨床標準的線性與非線性檢驗?

1.計算最優(yōu)擬合曲線與直線的平均差異值

(Average

deviation

from

linearity,

ADL

)09:37:2521計算公式ADL

=x

100%L:樣本數(shù)09:37:2522

cp

(x):

最優(yōu)擬合二階或三階方程的擬合值a+bx:

擬合一階方程的擬合值L2

[p(x)(a

bx)]x

Xc

：

所有測定濃度測量數(shù)據(jù)的平均值

=

(Y1+Y2+Y3+……+Yn)/n09:37:2523σ

=

n

d

1?

yi:

各個測量值?

p(xi):

最優(yōu)擬合方程的擬合值?

n:

樣本數(shù)乘以重復次數(shù)(L

x

R)?

d:

最優(yōu)擬合方程的階數(shù)[y數(shù)據(jù)的精密度檢驗1.計算不精密度(σ/

%),

即最優(yōu)擬合方程的回歸標準誤(σ)和總平均濃度(

)的百分比率。2.最優(yōu)擬合方程回歸標準誤的計算公式

ni1i

p(xi)]2最優(yōu)擬合方程的階數(shù)不精密度界值的常數(shù)（C）一階或二階6.3三階6.509:37:25精密度判斷24L

R

C

PctBnd

c樣品號重復1重復2重復3重復4平均值一階擬合值二階擬合值三階擬合值10.9000.9000.9000.9000.9000.9140.8960.89823.1003.1003.1003.1003.1003.1033.1113.10935.4005.4005.4005.4005.4005.3705.3875.38747.7007.7007.7007.7007.7007.6967.7067.708510.1010.1010.0010.2010.1010.11710.09910.09809:37:25例125方程的階數(shù)系數(shù)符號系數(shù)值系數(shù)標準誤t-檢驗自由度回歸標準誤最優(yōu)擬合方程一階a0.1960.0160.000y=0.855x+0.196一階b10.8550.0020.000180.038二階a0.1660.0220.000二階b10.8700.0080.000二階b2-0.0010.0000.083170.035三階a0.1700.0310.000三階b10.8650.0240.000三階b20.0000.0050.953三階b30.0000.0000.843160.036擬合方程參數(shù)09:37:2526精密度判斷?

也可通過查表4進行精密度檢驗，首先計算ADL值，得

ADL=0，最優(yōu)擬合方程是一階d=1，在L×R

=

20和σ/

是

0.70%

(約1%)

時，查表4得臨界值為5.4%,

且未標注字母

“P”，表明測量數(shù)據(jù)的精密度好。至此，對數(shù)據(jù)組的統(tǒng)計

學分析結束，得出結論為此組數(shù)據(jù)具有統(tǒng)計學標準的線性

或一階線性。09:37:2527

σ/c%L×R=10L×R=12L×R=14L×R=16L×R=18L×R=2015.55.55.45.45.45.426.16.05.95.85.85.736.66.46.36.36.26.147.16.96.86.76.66.556.67.47.27.17．06.968.27.97.77.57.47.278.7(P)8.4(P)8.17.97.87.68PP8.6(P)8.3(P)8.18．09PPPP8.5(P)8.3(P)>9PPPPPP09:37:2528不精密度和ADL的臨界值（PctBnd=5%，d=1或2階）L

樣本數(shù)R重復測量的次數(shù)σ最優(yōu)擬合方程的回歸標準誤

σ/c%L×R=10L×R=12L×R=14L×R=16L×R=18L×R=2015.55.55.45.45.45.426.16.05.95.95.85.836.76.56.46.36.26.247.27.06.96.86.76.657.87.67.47.27.17.068.48.17.97.77.57.479.0(P)8.7(P)8.48.28.07.88PP8.9(P)8.6(P)8.48.29PPPP8.9(P)8.7(P)>9PPPPPP09:37:2529不精密度和ADL的臨界值（PctBnd=5%，d=3階）樣品號重復1重復2重復3重復4平均值一階擬合值二階擬合值三階擬合值10.7000.7000.7000.7000.7000.8400.7020.68422.9003.0002.9002.8002.9002.8592.9252.95935.5005.1005.1005.3005.3005.0225.1635.16347.1007.1007.2007.1007.1007.1467.2167.18359.0009.4009.0009.1009.1009.2329.0939.11009:37:25例230方程的階數(shù)系數(shù)符號系數(shù)值系數(shù)標準誤t-檢驗自由度回歸標準誤最優(yōu)擬合方程一階a0.0020.0790.984一階b10.9530.0130.000180.180二階a-0.2600.0910.0112y=-0.014X+1.105x-0.260二階b11.1050.0410.001二階b2-0.0140.0040.000170.136三階a-0.3390.1390.026三階b11.1920.1220.000三階b2-0.0350.0270.217三階b30.0010.0020.457160.13809:37:2531

計算最佳擬合回歸標準誤σ=0.136,

總平均濃度

c

=5.02,

σ/c

=2.71%。由ADL計算公式得ADL=2.32%

最優(yōu)擬合方程是二階d=2，在L×R=20和σ/c

=

2.71%

(在2%-3%之間)

時，查表4臨界值為5.7%-6.1%沒有標注字母“P”，表明測量數(shù)據(jù)的精密度符合作線性評價的要求。ADL

為

2.32%,

小于臨界值5.7%-6.1%，表明數(shù)據(jù)組具有臨床可接受的非線性或二階線性。方程的階數(shù)系數(shù)符號系數(shù)值系數(shù)標準誤t-檢驗自由度回歸標準誤最優(yōu)擬合方程一階a0.6572.8420.820一階b11.0960.0520.000186.389y=1.096x+0.657二階a4.7234.2310.280二階b10.8070.2320.003二階b20.0030.0030.218176.279三階a10.7246.4840.118三階b10.0540.6630.936三階b20.0230.0170.184三階b30.0000.0000.244166.19609:37:25例332測定值09:37:2533100

90

80

70

60

50

40

30

20

10

00123456樣品號對數(shù)據(jù)組做圖表明數(shù)據(jù)非常分散，因此先進行數(shù)據(jù)組精密度檢驗，假設一階方程為最優(yōu)

擬合方程，計算

σ/c=12.2%，

在

d=1，

L×R

=20

和

σ/c>9%

時，查表

4

顯示字母“P”。表明數(shù)據(jù)組精密度差，不能進行線性評價。09:37:2534

σ/c%L×R=10L×R=12L×R=14L×R=16L×R=18L×R=2015.55.55.45.45.45.426.16.05.95.85.85.736.66.46.36.36.26.147.16.96.86.76.66.556.67.47.27.17．06.968.27.97.77.57.47.278.7(P)8.4(P)8.17.97.87.68PP8.6(P)8.3(P)8.18．09PPPP8.5(P)8.3(P)>9PPPPPP09:37:2535不精密度和ADL的臨界值（PctBnd=5%，d=1或2階）L

樣本數(shù)R重復測量的次數(shù)σ最優(yōu)擬合方程的回歸標準誤

線性回歸?

以分析物濃度為X軸，測定結果為Y軸，繪制X-Y線性圖：Y

=

aX

+

b，目測或進行統(tǒng)計學分析，判斷是否符合要求。09:37:2536?

前提：實驗室設定cv

2%；非線性誤差5%?

直觀印象：無明顯離群點，重復測定數(shù)據(jù)間的偏差隨濃度增加而增

加。09:37:25舉例-lgM37?

D2/2

總和39.05，平均值7.81；平方根2.8，相當于總體的重

復性標準差（SD）；百分差值的SD為

0.9%；?

隨機誤差0.9%，分析析誤差一般小于2%（2SD），但是也

有可能超過(TE=Bias+1.65SD).09:37:253809:37:25回歸分析39比較直線方程預期值與最近擬合曲線預期值?

低、中、高濃度測定結果超過5%，結論：非線性。09:37:254009:37:25lgM4109:37:25IgM偏差圖4209:37:25Ca4309:37:25Ca4409:37:25Ca-多項式回歸45?

偏差超過非線性誤差（0.2）；決定舍去第6點，用1-5進行評價。如果1-

5符合要求，則其線性為4.65-15.409:37:25預測值偏差比較4609:37:254709:37:2548?

t0.05,7=2.36509:37:25Ca-舍去第6點，多項式回歸49?

偏差小于0.2，在4.65-15.4范圍內，符合線性要求。09:37:25預期值比較5009:37:255109:37:2552y

=

1.024x

-

0.011

R2

=

0.999-5201510

5

0051015202509:37:25TC-線性評價

2553ModelSummaryRRSquareAdjustedRSquareStd.ErroroftheEstimate0.9998422530.99968450.99965070.121TheindependentvariableisVAR00002.CoefficientsUnstandardizedCoefficientsStandardizedCoefficientstBStd.ErrorBetaSig.VAR000020.96572190.02758890.940744635.0040310VAR00002**20.00921480.00348540.19328112.64384170.013VAR00002**3-0.00031740.0001122-0.1404258-2.82908840.009(Constant)0.03572190.05523960.64667270.52309:37:25SPSS結果54線性最佳差值%0-0.010.040.05-364.2732.072.112.04-0.08-3.56634.144.244.13-0.10-2.408436.216.366.28-0.08-1.313678.288.488.45-0.04-0.4336910.3510.6110.630.020.20130312.9313.2613.340.080.63519609:37:25最佳擬合曲線和直線回歸相比55方法最佳擬合方程|D|（mmol/L)|D|%線性范圍上限（mmol/L)A二次0.02~0.190.21%~2.45%12.93B一次--12.93C三次0.02~0.100.20%~3.57%20.69D二次0.01~0.060.06%~0.42%12.93E*一次--20.69F一次--12.93G三次0.02~0.080.27%~3.87%20.6909:37:2556可報告范圍的確定?

分析測量范圍（Analytical

Measurement

Range）方法直接測

量標本，而不需要任何的稀釋、濃縮或者其它預處理等過

程下的分析物值的范圍。（CAP）

符合方法學性能，測量總誤差滿足方法規(guī)定的性能指

標。?

臨床可報告范圍（Clinically

Reportable

Range)是方法可采用

對標本的稀釋、濃縮或者其他預處理用于擴展直接分析測

量下的分析物值的范圍。

臨床有用性

?

可報告范圍（Reportable

Range）：實驗室可建立或驗證儀

器或檢測系統(tǒng)測量相應的準確實驗結果值的范圍。

（CLIA），也被稱為線性范圍

（Linear

Range）09:37:2557實驗內容?

濃度水平：5個（或以上）；?

材料：標準溶液、廠家或者PT機構提供的線性材料；（混

合）患者樣本、添加分析物；????稀釋液：水、生理鹽水、牛蛋白或者血清白蛋白溶液、低濃度樣本、空白血清。制備稀釋物的程序：如前述，高低濃度樣本比例混合；重復測定次數(shù)：3次數(shù)據(jù)分析：繪圖，手工繪制通過所有點的最佳直線，如果不能通過所有點，應首先通過較低濃度點；對于直線不通過的點，估算非線性的系統(tǒng)誤差。將系統(tǒng)誤差與該濃度的預期隨機誤差（2s）之和與TEa相比較。09:37:2558指定值測定值均值0051051009510010510020020019520520030031030029030040038039040039050047046048047009:37:25膽固醇舉例?

數(shù)據(jù)

mg/dL59y軸為均值與x軸為指定值的圖形09:37:25圖形?

y軸為均值與x軸為指定值的圖形60指定值均值估計偏差給定CV%S2STE(|bias|+2s)TEa055100100020020003003000400390-1031224-3440500470-3031530-6050線性范圍可延伸到400mg/dL09:37:2561P158?

A．X軸標記為0%,

25%,

50%,

75%和100%稀釋物。?

B．Y軸標記為基于平均值或試驗檢測范圍的適當水平。?

C．繪制【

(0%，混合物1均值),

(25