EP15A3E Traducido
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septiembre 2014
EP15-A3
Verificación del Usuario de la Precisión y
Estimación del Sesgo; Pauta aprobada—Tercera edición
Una guía para la aplicación global desarrollada a través del proceso de consenso del Clinical and Laboratory Standards Institute.
El Instituto de Estándares Clínicos y de Laboratorio (CLSI) es una organización de miembros sin fines de lucro que reúne las diversas
perspectivas y la experiencia de la comunidad de laboratorios de todo el mundo para el avance de una causa común: fomentar la excelencia en la
medicina de laboratorio mediante el desarrollo y la implementación de normas y directrices de laboratorio que ayudan a los laboratorios a cumplir
con sus responsabilidades con eficiencia, eficacia y aplicabilidad global.
Proceso de consenso
El consenso, el acuerdo sustancial entre las partes materialmente afectadas, competentes e interesadas, es fundamental para el desarrollo de
todos los documentos del CLSI. No siempre implica un acuerdo unánime, pero sí significa que los participantes en el desarrollo de un documento
de consenso han considerado y resuelto todas las objeciones relevantes y aceptan el acuerdo resultante.
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Los documentos CLSI se someten a evaluaciones y modificaciones periódicas para mantenerse al día con los avances en tecnologías,
procedimientos, métodos y protocolos que afectan al laboratorio o la atención médica.
El proceso de consenso de CLSI depende de expertos que se ofrecen como voluntarios para servir como autores contribuyentes y/o como participantes
en el proceso de revisión y comentarios. Al final de cada período de comentarios, el comité que desarrolló el documento está obligado a revisar todos
los comentarios, responder por escrito a todos los comentarios sustantivos y revisar el borrador del documento según corresponda.
Los comentarios sobre los documentos CLSI publicados son igualmente esenciales y pueden ser enviados por cualquier persona, en cualquier
momento, sobre cualquier documento. Todos los comentarios se gestionan de acuerdo con el proceso de consenso por un comité de expertos.
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Cuando se cree que una objeción no ha sido considerada y respondida adecuadamente, se sigue el proceso de apelación, documentado en
las Políticas y Procesos de Desarrollo de Estándares del CLSI.
Todos los comentarios y respuestas presentados sobre borradores y documentos publicados se conservan en el archivo de CLSI y están
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mejora de la salud pública en todo el mundo.
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EP15-A3
ISBN 1-56238-965-3 (Imprimir)
vol. 34 nº 12
ISBN 1-56238-966-1 (electrónico)
ISSN 1558-6502 (Imprimir) Reemplaza EP15-A2
ISSN 2162-2914 (Electrónico) vol. 25 nº 17
Volumen 34 Número 12
Abstracto
Instituto de Estándares Clínicos y de Laboratorio documento EP15-A3— Verificación de precisión y estimación de sesgo por
parte del usuario; La Guía aprobada—Tercera edición describe la verificación de afirmaciones de precisión y la estimación del
sesgo relativo para métodos cuantitativos realizados dentro del laboratorio. Se incluyen pautas para la duración, diseños
experimentales, materiales, resumen de análisis de datos e interpretación, técnicas adaptables para la gama más amplia posible
de analitos y complejidad del dispositivo. En el documento se crea un equilibrio entre la complejidad del diseño y las fórmulas y la
simplicidad de funcionamiento. El protocolo está diseñado para completarse dentro de los cinco días hábiles según un diseño
experimental uniforme que arroja estimaciones de imprecisión y sesgo.
Instituto de Normas Clínicas y de Laboratorio (CLSI). Verificación del Usuario de la Precisión y Estimación del Sesgo; Guía
aprobada—Tercera edición. Documento CLSI EP15-A3 (ISBN 1-56238-965-3 [Impreso]; ISBN 1-56238-966-1 [Electrónico]). Instituto
de Estándares Clínicos y de Laboratorio, 950 West Valley Road, Suite 2500, Wayne, Pennsylvania 19087 EE. UU., 2014.
El proceso de consenso del Clinical and Laboratory Standards Institute, que es el mecanismo para pasar un documento a través de dos o más niveles de
revisión por parte de la comunidad de atención médica, es un proceso continuo. Los usuarios deben esperar ediciones revisadas de cualquier documento
dado. Debido a que los cambios rápidos en la tecnología pueden afectar los procedimientos, métodos y protocolos en un estándar o guía, los usuarios
deben reemplazar las ediciones obsoletas con las ediciones actuales de los documentos CLSI. Las ediciones actuales se enumeran en el catálogo CLSI
y se publican en nuestro sitio web en www.clsi.org.
Si usted o su organización no son miembros y quisieran convertirse en miembros y solicitar una copia del catálogo, contáctenos en:
número 12 EP15-A3
Copyright ©2014 Instituto de Estándares Clínicos y de Laboratorio. Excepto como se indica a continuación,
cualquier reproducción de contenido de un estándar, guía, producto complementario u otro material con
derechos de autor de CLSI requiere el consentimiento expreso por escrito de CLSI. Reservados todos
los derechos. Las partes interesadas pueden enviar solicitudes de permiso a permisos@clsi.org.
CLSI por la presente otorga permiso a cada miembro individual o comprador para hacer una sola
reproducción de esta publicación para su uso en su manual de procedimientos de laboratorio en un solo
sitio. Para solicitar permiso para usar esta publicación de cualquier otra manera, envíe un correo
electrónico a permissions@clsi.org.
Cita sugerida
CLSI. Verificación del Usuario de la Precisión y Estimación del Sesgo; Guía aprobada—Tercera
edición. Documento CLSI EP15-A3. Wayne, PA: Instituto de Estándares Clínicos y de Laboratorio;
2014.
Ediciones anteriores:
diciembre de 1998, diciembre de 2001, junio de 2005, abril de 2006
Reafirmado:
septiembre 2019
yo
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Volumen 34 EP15-A3
James F. Pierson-Perry Titular Robert J. McEnroe, PhD Roche Megan E. Sawchuk, MT (ASCP)
de la cátedra Diagnostics, Inc. Centros para el Control de Enfermedades y
enlace de personal
Anders Kallner, MD, PhD Dra. Aparna Srinivasan
Megan L. Tertel, MA
Gerente editorial
Joanne P. Christopher, MA
Editor
Patrice E. Polgar
Editor
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Reconocimiento
CLSI y el Comité de Consenso sobre Protocolos de Evaluación agradecen a las siguientes personas por su ayuda en la
preparación de este documento:
IV
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Contenido
2.2 Descripción general y limitaciones del estudio de verificación de precisión .................................. ...... 14
Capítulo 3: Estimación del sesgo mediante el ensayo de materiales con concentraciones conocidas ......................... 41
número 12 EP15-A3
Contenido (continuación)
vi
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Volumen 34 EP15-A3
Prefacio
Antes de que un laboratorio pueda introducir un nuevo procedimiento de medición para informar los
resultados de las pruebas de los pacientes, debe evaluar el rendimiento analítico del procedimiento.
Nota:
Por lo general, los laboratorios especifican el rendimiento requerido del procedimiento y luego verifican
que el rendimiento del procedimiento cumpla con la especificación. Desempeño Debido a la naturaleza
compleja de los requisitos, los cálculos
en esta guía pueden definir los requisitos reglamentarios y/o médicos , los requisitos de utilidad. se recomienda que el usuario En esta edición de
EP15, el usuario verifique la afirmación de
precisión del fabricante, tenga acceso a una computadora y estime el sesgo, porque es poco probable que El haya una estadístico,
software afirmación de sesgo
como para verificar.
el comité de
desarrollo de documentos, consideró que era necesario mantener la evaluación y la veracidad del métododocumento
StatisPro™2 de precisión
porque en un solo
el documento demuestra
el software de CLSI. cómo medir ambos en el mismo experimento.
La mayoría de los fabricantes siguen el documento CLSI EP051 para establecer afirmaciones de
precisión, y estas afirmaciones son relativamente fáciles de verificar utilizando el enfoque prescrito
en EP15. El comité optó por mantener el número de días en el experimento en cinco y aumentar el
número de repeticiones por día a cinco, para obtener estimaciones más confiables de repetibilidad e
imprecisión dentro del laboratorio. Los cálculos más complicados fueron reemplazados por tablas para
facilitar los cálculos y reducir las oportunidades de errores matemáticos.
Este documento está destinado principalmente para su uso cuando se establece inicialmente un
procedimiento de medición establecido en el laboratorio. También se puede usar para verificar el
rendimiento después de una acción correctiva luego de un evento de prueba de competencia fallido.
número 12 EP15-A3
imprecisión trabajar con los mismos materiales de muestra utilizados en el experimento de verificación de
precisión. La intención del comité de desarrollo del documento era que el usuario realizara un solo
Repetibilidad
experimento para verificar la precisión y la veracidad simultáneamente. Este experimento está
veracidad diseñado para producir estimaciones fiables del sesgo entre la concentración media de mensurando
Al igual que en ediciones anteriores del documento, el comité de desarrollo del documento
tenía dos objetivos principales durante el desarrollo del EP15. Uno de los objetivos era desarrollar
un protocolo de prueba que sea adecuado para su uso en el laboratorio clínico grande, pero lo
suficientemente simple como para ser aplicable en el laboratorio del consultorio médico o en el punto
Nota: de atención. El segundo objetivo era desarrollar un protocolo lo suficientemente riguroso como para
proporcionar conclusiones estadísticamente válidas para los estudios de verificación. El sesgo se
En lugar de hojas de trabajo evalúa mediante un experimento de recuperación. En lugar de hojas de trabajo manuales, los
manuales, los cálculos se pueden cálculos se pueden realizar fácilmente con el software StatisPro2 de CLSI o un software de hoja de
realizar fácilmente con el software cálculo genérico (consulte la recomendación a continuación).
StatisPro2 de CLSI o un software de
El comité considera que es importante proporcionar al usuario interesado una explicación de los
hoja de cálculo genérico.
procedimientos estadísticos que se utilizan en el documento. Si el usuario tiene acceso a un
software diseñado específicamente para realizar los cálculos descritos en el documento, como
StatisPro,2 no es necesario un conocimiento detallado de las estadísticas. Se incluyen diagramas
de flujo para proporcionar al usuario la descripción general necesaria del experimento y el
procesamiento de datos. En cualquier caso, el usuario debe seguir el protocolo descrito lo más
fielmente posible para obtener resultados fiables.
nota IMPORTANTE:
viii
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Capítulo 1
Introducción
Alcance del documento y exclusiones aplicables “Nota sobre terminología” que destaca el uso
particular y/o la variación en el uso de términos y/
Antecedentes pertinentes al contenido del
o definiciones, cuando corresponda
documento
corresponda
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1 Introducción
nota IMPORTANTE:
1.1 Alcance
Este documento no pretende Esta guía se desarrolló como un protocolo para verificar simultáneamente las
establecer o validar el desempeño de afirmaciones de un fabricante sobre la precisión de un procedimiento de medición
precisión de un procedimiento de y la veracidad del procedimiento de medición en relación con los valores asignados
medición. de materiales con concentraciones conocidas.
establecer el rendimiento de un ej., consulte los documentos CLSI EP06,3, EP17,4 y EP285 ) para validar el
dispositivo de diagnóstico en rendimiento del procedimiento de medición frente a las necesidades del usuario.
cuanto a precisión y veracidad, Los documentos CLSI EP051 y EP096 se desarrollaron para ayudar a los fabricantes
EP28,5 y EP10.7 ) El documento CLSI EP28,5 y EP10.7 ) El documento CLSI EP107 está diseñado para la evaluación
EP107 está diseñado para la preliminar rápida de la precisión, el sesgo, el arrastre de la muestra, la deriva y la no linealidad.
evaluación preliminar rápida de la También se puede observar que el protocolo EP15 tiene una suposición implícita: a
precisión, el sesgo, el arrastre de la saber, que si la precisión y el sesgo estimados son aceptables, entonces el error general
muestra, la deriva y la no linealidad. (por ejemplo, el error analítico total) del procedimiento de medición es aceptable. Este
modelo implícito puede conducir a una subestimación del error analítico total8 en casos
en los que otros efectos son importantes. Además de realizar evaluaciones más extensas
mencionadas anteriormente, también se podría considerar realizar el protocolo dentro del
documento CLSI EP21.9 Este protocolo es una estimación directa del error analítico total
y no se basa en un modelo.
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Volumen 34 EP15-A3
1.2 Antecedentes
Esta guía se redactó para ayudar al laboratorio a verificar un procedimiento
de medición establecido. Esta guía proporciona un protocolo de implementación mínimo
para verificar que un ejemplo particular de un procedimiento esté funcionando de acuerdo
con las afirmaciones del fabricante. El laboratorio debe probar el procedimiento contra nota IMPORTANTE:
estos objetivos para que los protocolos de esta guía sean aplicables.
Esta directriz también se puede
utilizar como protocolo para
Esta directriz también se puede utilizar como protocolo para demostrar un desempeño
demostrar un desempeño aceptable
aceptable cuando se toman medidas correctivas, por ejemplo, después de fallar las cuando se toman medidas
pruebas de aptitud/evaluación de calidad externa (PT/EQA).
correctivas, por ejemplo, después
Las características específicas (cantidades) abordadas en este documento son de fallar las pruebas de aptitud/
la repetibilidad, la imprecisión dentro del laboratorio y el sesgo relativo a un valor evaluación de calidad externa (PT/EQA).
aceptado. Al completar con éxito los protocolos recomendados en esta guía, el
laboratorio habrá verificado que el procedimiento está funcionando de acuerdo con las
afirmaciones de precisión del fabricante y puede comparar el sesgo estimado en
relación con los materiales con concentración conocida con un sesgo permitido
especificado.
número 12 EP15-A3
1.4 Terminología
1.4.1 Una nota sobre la terminología
CLSI, como líder global en estandarización, está firmemente comprometido a lograr la
armonización global siempre que sea posible. La armonización es un proceso de
reconocimiento, comprensión y explicación de las diferencias mientras se toman medidas
para lograr la uniformidad mundial. CLSI reconoce que las convenciones médicas en la
comunidad metrológica global han evolucionado de manera diferente en los Estados
Unidos, Europa y otros lugares; que estas diferencias se reflejan en los documentos del
CLSI, la Organización Internacional de Normalización (ISO) y el Comité Europeo de
Normalización (CEN); y que el uso legalmente requerido de los términos, el uso regional
y los diferentes plazos de consenso son todas consideraciones importantes en el proceso
de armonización. A la luz de esto, el proceso de consenso de CLSI para el desarrollo y
revisión de estándares y guías se enfoca en la armonización de términos para facilitar la
aplicación global de estándares y guías.
1.4.2 Definiciones
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Volumen 34 EP15-A3
número 12 EP15-A3
valor objetivo (TV) : el contenido de mensurando asignado para un material con el que un
laboratorio debe comparar sus propios resultados de medición; NOTA: Según el material en
particular, la TV puede ser asignada por un fabricante de material de referencia o a partir de los
resultados de un estudio de varios laboratorios.
error total : la suma de cualquier conjunto de errores definidos que pueden afectar la
precisión de un resultado analítico; NOTA: Este documento define el error total como la
combinación de sesgo e imprecisión.
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Volumen 34 EP15-A3
CI intervalo de confianza
%CV WL desviación estándar dentro del laboratorio expresada como porcentaje de la media
ES Estándares internacionales)
EM cuadrados medios
Pi pruebas de aptitud
PT del prospecto
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TELEVISOR
valor objetivo
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Volumen 34 EP15-A3
Los operadores están capacitados Se seleccionan los materiales de prueba. Se establece el procedimiento de control de calidad
Evaluación de precisión
Proceso Experimental
Final
El período de familiarización con el dispositivo es el tiempo que se les da a los operadores para que
se familiaricen y se sientan cómodos con los detalles del funcionamiento del instrumento y el procedimiento
de un período de familiarización, incluida la oportunidad de realizar la medición antes de comenzar el Incluir un período de
protocolo de precisión, los primeros puntos de datos generados por el operador pueden hacer que el familiarización en la línea de tiempo
laboratorio asuma que el sistema de prueba tiene un mayor nivel de imprecisión y sesgo de lo que para un estudio de evaluación es
realmente es el caso. fundamental para las evaluaciones
significativas de precisión.
El período de familiarización es también el tiempo para verificar que los materiales de control de calidad
número 12 EP15-A3
a Por ejemplo, en los Estados Unidos, las Enmiendas para la Mejora de los Laboratorios Clínicos y el Colegio de Patólogos Estadounidenses.
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Capítulo 2
Estudio de Verificación de Precisión
precisión
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Todas las posibles contingencias (p. ej., indicadores de error, corrección de errores,
calibración) que puedan surgir durante la operación de rutina deben monitorearse cuidadosamente.
Los datos no deben recopilarse durante este período. La capacitación del operador no está
nota IMPORTANTE:
completa hasta que el usuario pueda operar el dispositivo con confianza (consulte el
durante el período de
2.1.2 Procedimientos de control de calidad
familiarización. La capacitación del
Los procedimientos de control de calidad a seguir durante el protocolo se establecen durante
operador no está completa hasta que
el período de familiarización. Es importante verificar que el dispositivo esté funcionando bajo
el usuario pueda operar el dispositivo
control, de acuerdo con las especificaciones del fabricante. Para demostrar este hecho, utilice
con confianza (consulte el documento CLSI QMS0320).
los procedimientos de control recomendados por el fabricante. Debido a la corta duración de
este protocolo, las SD estimadas no deben utilizarse por sí solas para establecer límites de
control de calidad. Para obtener orientación sobre cómo establecer procedimientos de control de
calidad en curso, consulte el documento CLSI C24.21
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Volumen 34 EP15-A3
Es importante registrar:
cantidad y unidades)
prospecto del paquete del fabricante [PI]) y las asignaciones de valores para la
procesamiento de datos.
El director del laboratorio debe aprobar los estudios de veracidad y verificación de precisión,
incluidas las evaluaciones de los resultados estadísticos a la luz de las afirmaciones del fabricante
y los límites permitidos, y las decisiones relacionadas con el papel posterior del ensayo en las
reformateo para producir entradas para un paso de cálculo conlleva el riesgo de errores de
Tanto las funciones integradas como el software externo están asociados con
formato adecuados. Cuando la salida es detallada, como sucede con las rutinas típicas de
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En consecuencia, los cálculos se presentan siempre que sea posible en forma de tablas
Nota: de consulta o en forma algebraica relativamente simple, evitando el uso de notación
matricial. Esta presentación está destinada a facilitar 1) la implementación y verificación
El estudio de verificación de de rutinas en un lenguaje de programación o un entorno de hoja de cálculo genérico, y/
precisión descrito en este o 2) la confirmación de la idoneidad de las rutinas de software estándar. Se recomienda
documento consta de tres partes: encarecidamente que los usuarios prueben su software con los ejemplos numéricos
Mediciones repetidas durante proporcionados para comprobar la idoneidad del software para su uso en este contexto.
cinco días (Los ejemplos proporcionados son demasiado limitados para servir como base para
validar las rutinas del software).
Cálculos de
Nota: evaluar la precisión durante los estudios de optimización del ensayo o como parte de
los esfuerzos de solución de problemas o instrumentos, entre otras aplicaciones.
Usos de un estudio de verificación de
El diseño del estudio representa un compromiso entre los costos para el usuario
precisión:
asociados con el tiempo y los materiales, y el riesgo de una evaluación inadecuada
Evalúe la consistencia del o engañosa de la precisión del procedimiento. Si bien las estimaciones de
rendimiento de precisión del repetibilidad y la imprecisión dentro del laboratorio podrían generarse a través de
ensayo observado frente a las experimentos separados, el enfoque integrado (experimento único) recomendado
afirmaciones preestablecidas en este documento ofrece ventajas significativas en términos de eficiencia, rigor
Evalúe el rendimiento Esta sección describe un proceso para verificar las afirmaciones de precisión hechas
de precisión como parte de un por un fabricante para un procedimiento de medición, que podría ser un procedimiento
plan de acción correctivo luego desarrollado comercialmente o una prueba desarrollada en laboratorio. Para un
de una falla del PT. procedimiento desarrollado comercialmente, dichas afirmaciones se presentan
típicamente dentro del PI del ensayo como una tabla de repetibilidad determinada
Evalúe la precisión durante los
experimentalmente y estimaciones de imprecisión dentro del laboratorio, expresadas
estudios de optimización de ensayos.
como SD y/o como %CV, en varias concentraciones de mensurandos.
Úselo como parte de los esfuerzos de
La "repetibilidad" se refiere a la variabilidad debida únicamente a factores dentro de la
solución de problemas de instrumentos
ejecución (dentro del lote). Refleja la variabilidad inherente durante un corto período de
o ensayos.
tiempo en condiciones que minimizan otras fuentes de variación. "Imprecisión dentro del
laboratorio" (o "imprecisión dentro del dispositivo"), también conocida por el término
obsoleto "precisión total" en algunos PI, se refiere a la variabilidad debida a factores de
ejecución a ejecución y día a día además a las fuentes de repetibilidad.
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Para distinguir entre declaraciones SD, que provienen del fabricante (o desarrollador)
y se tratan como si se conocieran sin incertidumbre, y estimaciones SD, que se calculan
a partir de los resultados de las pruebas de verificación del usuario, este documento
utiliza letras griegas y romanas respectivamente, de manera apropiada. subíndice para
indicar el tipo de precisión, como se muestra en la Tabla 1.
Tabla 1. Nomenclatura de términos de precisión
Fabricante Usuario
Repetibilidad ÿR sR
número 12 EP15-A3
Ejecute
Control QC
calibración
Correr de para verificar
calidad
y el para laverificar
rendimiento calibración
del la y
instrumento rendimiento del instrumento
Usuario
repetibilidad ÿ
Sí s ÿR
R No
El control de calidad
Analice al menos dos muestras, una corrida por Calcule UVL para la repetibilidad y dentro de la
día, cinco repeticiones por corrida, durante cinco imprecisión del laboratorio. Compare la
días, para un total de 25 repeticiones por afirmaciones de
repetibilidad de usuario estimada sR y dentro del
muestra (cinco días) precisión del fabricante laboratorio sWL con las UVL respectivas.
Ver Sección 2.3.6.2
Abreviaturas: ÿ R, afirmación del fabricante de repetibilidad; ÿ WL, reclamo del fabricante por imprecisión dentro del laboratorio; estimación sR ,
estimación del usuario para
repetibilidad; SWL, del usuario para la imprecisión dentro del laboratorio; control de calidad, control de calidad; UVL, límite superior de verificación.
Figura 2. Descripción general de las estimaciones de verificación e imprecisión (repetibilidad y dentro del laboratorio) para cada muestra
de prueba en el estudio
dieciséis
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Para mejorar el rigor de las estimaciones, el experimento podría extenderse para incluir
ejecuciones adicionales, preferiblemente en días adicionales, para una o más de las
muestras. Alternativamente, por ejemplo, solo se pueden probar cuatro réplicas para
cada muestra en cada uno de los siete días, para obtener una estimación de imprecisión
dentro del laboratorio algo más confiable, sin comprometer la estimación de repetibilidad.
número 12 EP15-A3
2.3.1 Muestras
nota IMPORTANTE: Seleccione al menos dos muestras para el estudio, preferiblemente muestras de pacientes
de las afirmaciones relevantes para las representen puntos de decisión clínica (puntos de corte) o límites de referencia, o que simplemente
verificaciones finales de consistencia. En se encuentren en regiones normales y anormales. Si el objetivo es verificar las afirmaciones del
cualquier caso, evite niveles extremos fabricante en todo o en la mayor parte del intervalo de medición establecido del procedimiento, las
que requieran una extrapolación más allá opciones óptimas para la cantidad de muestras y sus niveles de concentración dependerán de
del intervalo abarcado por los niveles de cómo varíe la imprecisión en ese intervalo. La selección de muestras con niveles cercanos a los
PI o que puedan arrojar resultados informados en el PI puede simplificar en gran medida la identificación de las afirmaciones
fuera del intervalo de medición para relevantes para las verificaciones finales de consistencia. En cualquier caso, evite niveles extremos
algunas réplicas. que requieran una extrapolación más allá del intervalo abarcado por los niveles de PI, o que puedan
Las muestras deben prepararse y almacenarse para garantizar su estabilidad durante todo el
estudio. Una práctica común es dividir en alícuotas y congelar las muestras, siempre que sea
tener en cuenta los "volúmenes muertos" y la posibilidad de que se necesiten ciclos adicionales.
No es necesario que los días de
procesamiento de muestras sean
esencial que todas las muestras se Al comienzo del estudio, calibre el procedimiento de acuerdo con las instrucciones del
procesen en las mismas corridas o fabricante. Si las afirmaciones de precisión se generaron durante múltiples ciclos de calibración,
incluso en los mismos días. considere incorporar eventos de calibración adicionales durante el estudio.
Programe asignaciones de trabajo diarias para que las pruebas sean representativas para todos
automatizados, que pueden verse afectados por fuentes de variación relacionadas con el
Para cada muestra, procese cinco réplicas en una sola corrida, en cada uno de cinco o más
No se limite a preprocesar una
días. No es necesario que sean días calendario consecutivos, ni es esencial que todas las muestras
muestra o alícuota una vez y
se procesen en las mismas corridas o incluso en los mismos días.
luego realizar análisis repetidos
En cada ejecución, incluya materiales de control de calidad con criterios predeterminados para
en ella. Realice el preprocesamiento
aceptar o rechazar la ejecución, si están disponibles.
como lo hizo el fabricante para
establecer las afirmaciones de precisión. Para los procedimientos que requieren el procesamiento de la muestra antes del análisis
(p. ej., extracción o dilución), asegúrese de que cada réplica se someta a todos los pasos del
No se limite a preprocesar una muestra o alícuota una vez y luego realizar análisis repetidos
en ella. Realice el preprocesamiento como lo hizo el fabricante para establecer las afirmaciones
de precisión.
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Volumen 34 EP15-A3
Examine todos los resultados cada día de prueba (verifique dos veces la entrada de
resultados extremos) para identificar errores que no reflejen el rendimiento esperado
del ensayo. Si el sistema de ensayo marca una serie completa como mala, o si los criterios
nota IMPORTANTE:
internos de control de calidad la rechazan, descarte todos los resultados de esa serie.
Después de corregir errores de transcripción, mezclas claras de muestras y similares, No confíe en la presunción o la
excluya cualquier otro resultado determinado, es decir, conocido, que haya surgido de especulación, y no rechace o repita los
errores no relacionados con el rendimiento, como la presencia de coágulos, errores de resultados simplemente porque parezcan
procesamiento del sistema, muestras insuficientes. volumen, etc. No confíe en la presunción aberrantes.
o la especulación, y no rechace o repita los resultados simplemente porque parezcan Documente cuidadosamente las
aberrantes. Documente cuidadosamente las circunstancias y los motivos de las correcciones, circunstancias y los motivos de las
exclusiones, valores faltantes y repeticiones, teniendo en cuenta todas las ejecuciones y correcciones, exclusiones, valores faltantes
todas las réplicas. y repeticiones, teniendo en cuenta todas las
Si los nuevos resultados pueden considerarse parte de la misma "ejecución", los ejecuciones y todas las réplicas.
se cumplan o excedan los requisitos mínimos generales para el conjunto de datos final.
Para cada muestra, debe haber resultados de al menos cinco ejecuciones y el número total
de resultados individuales menos el número de ejecuciones no debe ser inferior
de 18, pero preferiblemente 19 o más. Las decisiones de extender la duración del estudio
pueden tomarse incluso después de que se haya iniciado el estudio.
NOTA: Esta sección asume que el experimento del usuario se ajusta al diseño básico de
5 × 5, posiblemente con una o dos ejecuciones adicionales, y que los cálculos se realizan
con el software ANOVA unidireccional. Para otros diseños, consulte el Apéndice B y/o use
un software estadístico completo como StatisPro.2 de CLSI
Una vez que se completa el trabajo experimental y se verifica la integridad de los datos,
número 12 EP15-A3
mejor manera de tabular el conjunto de datos para cada muestra puede depender en parte
del formato de entrada esperado por el software ANOVA. La Tabla 2 (tabla de la izquierda)
muestra una forma de enumerar los datos. Los resultados son del ejemplo trabajado de
ferritina en la Sección 2.3.10, que sigue el diseño básico de 5 × 5.
Tabla 2. Ejemplo de ferritina: Listado de datos sin procesar (izquierda); Conteo simple, por ejecución (derecha)
µg/L Serie 1 Serie 2 Serie 3 Serie 4 Serie 5 µg/L Serie 1 Serie 2 Serie 3 Serie 4 Serie 5
representante 1
140 140 140 141 139 136 XX
representante 2
139 143 138 144 140 137 X
representante 3
138 141 136 142 141 138 XX X X
143 XX X
144 XX
La inspección de la lista de datos sin procesar no muestra valores faltantes. Se dice que el
conjunto de datos está equilibrado, porque cada ejecución tiene el mismo número de resultados.
Si se varió el número de resultados por ejecución debido a valores faltantes o
resultados suprimidos como valores atípicos estadísticos, se diría que el conjunto de
datos está desequilibrado.
20
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Volumen 34 EP15-A3
Incluso después de corregir o excluir todos los resultados que se sabe que son falsos (consulte
nota IMPORTANTE:
la Sección 2.3.3), un resultado puede destacarse como discordantemente alto o bajo. Esto puede
Retener un valor atípico aparente
deberse a una causa no relacionada con el desempeño que, de haberse conocido, habría justificado
corre el riesgo de calcular
la exclusión del resultado. Alternativamente, el resultado aparentemente extremo podría representar
estimaciones de imprecisión infladas,
genuinamente el rendimiento del procedimiento de medición del ensayo y no sería tan discordante si
mientras que excluirlo corre el riesgo
se considerara en la distribución de los resultados de un estudio más amplio. La compensación es
de calcular estimaciones indebidamente optimist
que retener un valor atípico aparente corre el riesgo de calcular estimaciones de imprecisión infladas,
Esta directriz permite tratar resultados tan discordantes como "valores atípicos estadísticos",
Como máximo, un resultado por muestra puede tratarse como un valor atípico estadístico.
El resultado debe calificar como un valor atípico mediante una prueba adecuada (p.
ej., la prueba de Grubbs descrita en la Sección 2.3.4.2).
Como máximo, dos resultados pueden tratarse como valores atípicos estadísticos en todas
Cuando un resultado debe tratarse como un valor atípico estadístico, la buena práctica exige analizar
los datos de la muestra dos veces: antes y después de excluir el resultado. Si se observan múltiples
valores atípicos (más de uno para una muestra determinada o más de dos en todo el estudio), el
usuario debe considerar repetir todo el estudio de verificación de precisión y/o comunicarse con el
los cálculos con el valor atípico sospechoso incluido, así como sin él.
Evalúe el efecto clínico del presunto valor atípico e investigue más a fondo para tratar de determinar la
causa del presunto valor atípico. El manejo de cualquier valor atípico sospechoso debe documentarse
número 12 EP15-A3
Aunque se puede usar cualquier prueba adecuada para justificar el tratamiento de un resultado
como un valor atípico estadístico, esta guía recomienda una versión de la prueba de
Grubbs.22,23 En este enfoque, un resultado califica como un valor atípico estadístico si, y solo
si, se encuentra más que G SD de la media de la muestra, donde:
Tabla 3. Factor de Grubbs (G) y número "promedio" de resultados por ejecución (n0 ) como funciones del número total de resultados,
N, para cinco a siete ejecuciones, cinco réplicas por ejecución, con hasta dos resultados faltantes. Para ver una tabla más grande de los
factores de Grubbs, consulte la Sección B3 en el Apéndice B.
norte
GRAMO
n0 norte
GRAMO
n0 norte
GRAMO
n0
izquierda) no ofrece ninguna razón para creer que algún resultado pueda considerarse un valor
atípico estadístico, los datos pueden usarse para ilustrar la prueba de Grubbs. La media y la DE de todos
los resultados se calculan en 140,1 y 2,30 µg/L, respectivamente. Como el ejemplo proviene de un
diseño de cinco corridas, el estudio de la Tabla 3 arroja G = 3.135 para N = 25.
Los límites de Grubbs inferior y superior se calculan como:
Debido a que todos los resultados se encuentran dentro de estos límites, ninguno califica como
un valor atípico estadístico, como se esperaba, porque aparentemente no hubo un valor discordante.
En ausencia de software imprecisión dentro del laboratorio para cada muestra. En ausencia de software estadístico
estadístico dedicado como dedicado como StatisPro de CLSI,2 se supone que los usuarios
hará uso de una rutina ANOVA.
StatisPro de CLSI,2 se supone
que los usuarios harán uso de una El resultado principal de una rutina ANOVA unidireccional es una tabla de resumen como las que
rutina ANOVA. se muestran en las Tablas 4 y 5. Si bien la terminología y el formato pueden variar según la rutina
utilizada, el diseño básico y el significado de los elementos de la tabla siguen siendo los mismos.
El propósito del ANOVA es dividir la variabilidad total del conjunto de datos para una muestra en
fracciones dentro del grupo y entre grupos. En el contexto de esta directriz, el factor de agrupación
se ejecuta.
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Fuente de
Variación SS DF EM
Abreviaturas: ANOVA, análisis de varianza; DF, grados de libertad; DFtotal, grados de libertad totales; MS,
cuadrados medios; SS, suma de cuadrados; SStotal, suma total de cuadrados.
resultados para la muestra, y representa el número “promedio” de resultados por corrida. Para
obtener más información sobre el número promedio de resultados por ejecución, consulte el
Apéndice A.
sR = VW (3)
sB = VB (4)
sWL = VW + VB (5)
Continuando con los datos de ejemplo de ferritina de la Tabla 2 (tabla de la izquierda), una
rutina ANOVA de una vía produjo el resumen de salida que se muestra en la Tabla 5.
Fuente de
Variación SS DF EM
Total 126.64 24
Abreviaturas: ANOVA, análisis de varianza; DF, grados de libertad; MS, cuadrados medios; SS, suma de cuadrados.
número 12 EP15-A3
Según estas entradas de la tabla, VW = MS2 = 3,16. Dado que MS1 (15,86) > MS2 (3,16), VB
se calcula como: VB = (MS1 – MS2) / n0 = (15,86 – 3,16) / 5,0 = 2,54, donde n0 = 5 proviene
Después de calcular la repetibilidad y la imprecisión dentro del laboratorio para cada muestra
en el estudio de verificación de precisión, el usuario debe verificar que cada una de estas
estimaciones sea consistente con las afirmaciones del fabricante para el procedimiento de
medición. Si la imprecisión real es, en promedio, igual a la imprecisión declarada, la imprecisión
observada será mayor que la imprecisión declarada el 50 % de las veces debido únicamente al
nota IMPORTANTE:
azar.
Permitir que el criterio de Para limitar la tasa de fallas en la verificación de las declaraciones del fabricante debido
aceptación de la verificación de únicamente al azar, se puede calcular un UVL para la declaración. El UVL representa el
imprecisión sea la UVL en lugar de la
percentil 95 superior esperado para estimaciones de imprecisión obtenidas en un experimento
afirmación en sí protege al usuario de tamaño y diseño similar al estudio de verificación de precisión del usuario cuando la
de fallas inapropiadas únicamente afirmación es correcta. Permitir que el criterio de aceptación de la verificación de imprecisión
debido a la casualidad más del 5 % sea la UVL en lugar de la afirmación en sí protege al usuario de fallas inapropiadas únicamente
de las veces.
debido a la casualidad más del 5 % de las veces.
Para una muestra dada, se dice que la estimación de repetibilidad del usuario es consistente
con la declaración del fabricante si, y solo si, la estimación es menor o igual que la declaración o,
Nota: en su defecto, menor o igual que el UVL asociado para la declaración. a la concentración de
mensurando observada de la muestra. Otra terminología de uso común es que una estimación
El cálculo de UVL se describe
que cumple con este criterio “verifica” la afirmación o, más brevemente, que “aprueba”. La misma
en la Sección 2.3.6.2.
evaluación se aplica a la estimación de precisión dentro del laboratorio en relación con su
afirmación asociada. El cálculo de UVL se describe en la Sección 2.3.6.2.
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2. Para cualquier estimación que exceda su reclamo asociado, calcule los UVL
relevantes y compare la estimación con ella.
Si bien es posible calcular UVL para todos los reclamos (como se hizo para el ejemplo
práctico en la Sección 2.3.10), eso puede no ser siempre necesario. A menudo, la consistencia
se puede determinar mediante una simple inspección, sin necesidad de una evaluación formal
de declaraciones o UVL en la concentración de mensurando observada para las muestras.
también puede incluir un "perfil de precisión"24,25 para la repetibilidad y/o la imprecisión dentro lo largo del intervalo de medición del
del laboratorio. Un perfil de precisión es una curva que representa gráficamente cómo cambia procedimiento de medición.
el %CV (o DE) en función de la concentración del mensurando a lo largo del intervalo de
medición del procedimiento de medición.
Para verificar la consistencia de las estimaciones de imprecisión del usuario con las
afirmaciones del fabricante, es necesario identificar exactamente cuáles deberían ser las
afirmaciones relevantes para las muestras utilizadas en el estudio de verificación de precisión.
No se puede esperar que las concentraciones medias de mensurandos observadas para
estas muestras coincidan exactamente con las de la tabla de imprecisión del PI. A veces, por
ejemplo, los % CV tabulados para la media más cercana a la de una muestra pueden
adoptarse razonablemente como afirma el fabricante a esa concentración. Sin embargo, a
menudo puede ser más apropiado determinar las reclamaciones en , por interpolación o
promedio, a partir de las estadísticas tabuladas ena el
esePI nivel
para de
lasconcentración.
dos o tres medias
(Si elcercanas
PI
proporciona un perfil de imprecisión, las reclamaciones en el s para la estimación de imprecisión
número 12 EP15-A3
Grados de libertad
Para una comparación de repetibilidad , calcule los grados de libertad, dfR , directamente
como dfR = N ÿ k, donde N es el número total de resultados y k es el
número de carreras
Para una comparación de imprecisión dentro del laboratorio , primero calcule la relación de
reclamos, ÿ, rho en la concentración promedio de la muestra de prueba como:
que es la afirmación de imprecisión dentro del laboratorio del fabricante dividida por la
afirmación de repetibilidad del fabricante, ya sea expresada en unidades SD o en unidades
de %CV. Luego, determine los grados de libertad aproximados, dfWL, de la Tabla 6. Seleccione
la columna que representa el número de corridas en el estudio de verificación de precisión
para la muestra de prueba en particular, explore las entradas de la tabla para encontrar el
valor ÿ que más se acerque al valor calculado. y luego lea el valor dfWL asociado .
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Tabla 6. dfWL como una función de la tasa de reclamaciones (ÿ = ÿWL / ÿR ), para cinco a siete ejecuciones, cinco réplicas por ejecución
1.07 26 1.13 27
1.05 27 1.11 28
1.03 28 1.10 29
1.00 29 1.08 30
1.07 31
1.05 32
1.03 33
1.00 34
Abreviaturas: ÿR , afirmación del fabricante de repetibilidad; ÿWL, afirmación del fabricante de imprecisión dentro del
laboratorio; dfWL, grados de libertad para la imprecisión dentro del laboratorio.
número 12 EP15-A3
Límite superior de
Por último, calcule la UVL como el factor UVL F multiplicado por la declaración pertinente,
con la declaración expresada, según sea necesario para la comparación, ya sea como SD
(ÿ = ÿR o ÿ = ÿWL) o como %CV (%CV = %CVR o %CV = %CVWL):
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Tabla 7. Factores UVL (F) en función del DF y el número de muestras (de una a seis) en el experimento
Número de muestras
DF 1 2 3 4 5 6
número 12 EP15-A3
de la muestra, estos procedimientos Estimaciones de repetibilidad e imprecisión dentro del laboratorio para cada muestra de
La tarea final es evaluar los resultados de todas las comprobaciones de consistencia en todas las
muestras en el estudio de verificación de precisión. Si todos los resultados están dentro de los
límites de verificación, la precisión del usuario es consistente con las afirmaciones del fabricante.
(NOTA: Debido al tamaño limitado de la muestra, estos procedimientos estadísticos están sujetos a
fabricante.
La distribución de los resultados sugiere que la imprecisión exhibida en el laboratorio del usuario
podría exceder las afirmaciones del fabricante, ya sea en general o en una región del intervalo de
las afirmaciones. Sin embargo, debido a la presencia de resultados cercanos a la UVL, los resultados
de control de calidad diarios deben monitorearse cuidadosamente para garantizar que la imprecisión
afirmaciones del fabricante, sigue siendo aceptable para su uso. Si es así, al firmar el estudio, el
director debe incluir una justificación de la aceptabilidad del desempeño de precisión del procedimiento,
y la imprecisión exhibida por los resultados diarios del control de calidad debe ser monitoreada
cuidadosamente.
las afirmaciones. El laboratorio tiene varias opciones. Además de rechazar el procedimiento por
completo, puede optar por solucionar los problemas del ensayo, tal vez con la ayuda del fabricante,
optar por realizar un estudio más grande, utilizando un diseño experimental consistente con las
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Volumen 34 EP15-A3
Una vez que el estudio de verificación de precisión se completa con éxito y el procedimiento
nota IMPORTANTE:
se pone en funcionamiento de rutina, los resultados de control de calidad interno a menudo sirven
Las estadísticas acumuladas
como fuente principal de información sobre la precisión del procedimiento en curso (a menos que
diariamente a partir de las pruebas
las muestras de pacientes se procesen regularmente por duplicado o se repitan con frecuencia
de los materiales de control a lo largo
como se describe en el documento CLSI C2421). ).
del tiempo representan estimaciones
Los límites de control de calidad asignados deben estar de acuerdo con las afirmaciones del
independientes de la imprecisión
fabricante y las estimaciones del estudio de verificación para la imprecisión dentro del laboratorio.
dentro del laboratorio si los controles
El estudio de verificación de precisión produce estimaciones de la imprecisión dentro del
se procesan por separado.
laboratorio en el transcurso de aproximadamente solo una semana, mientras que el
seguimiento de los resultados de las pruebas de los materiales de control durante períodos
más largos produce estimaciones para un período de tiempo más similar a aquel en el que
probablemente se establecieron las afirmaciones del fabricante. De hecho, las estadísticas
acumuladas diariamente a partir de las pruebas de los materiales de control a lo largo del
tiempo representan estimaciones independientes de la imprecisión dentro del laboratorio si los
controles se procesan por separado.
Con el tiempo, sin embargo, es posible que las estimaciones de imprecisión basadas en los
resultados diarios de control de calidad excedan las afirmaciones del fabricante. Esto puede reflejar
la presencia de fuentes adicionales de variación que no se tuvieron en cuenta en el estudio de
precisión original, como cambios en los lotes de reactivos o calibradores, eventos importantes de
mantenimiento, cambios en la estabilidad de los reactivos, cambios en los factores ambientales del nota IMPORTANTE:
laboratorio, efecto de nuevos operadores o exámenes previos. factores (preanalíticos), etc.
Los resultados deficientes en el
estudio de verificación de precisión
2.3.9 Algunas posibles causas de bajo rendimiento o fallas
pueden reflejar una técnica inadecuada
Los factores UVL en la Tabla 7 se construyeron para mantener un 95% de confianza en la realización del procedimiento o
nivel, por lo tanto, una tasa de rechazo falso del 5%, independientemente del número de en la gestión de los componentes de
muestras utilizadas en el estudio. Por lo tanto, para un conjunto dado de muestras y tipo de los sistemas asociados con el
precisión, la probabilidad de falla debido al azar debe ser de uno en 20. Para un conjunto dado procedimiento.
de muestras, la probabilidad de falla debido al azar ya sea por repetibilidad o por imprecisión
dentro del laboratorio podría, por lo tanto, se acercan al 10%, pero esto depende del grado en
que se correlacionan las dos estimaciones de imprecisión, así como de otras consideraciones.
número 12 EP15-A3
Diferencias de matriz entre las muestras del usuario y las utilizadas por el fabricante para
procedimiento
eléctricas o de radiofrecuencia
Cualquiera de estas causas puede aumentar la variabilidad aparente del procedimiento de manera que
El asesoramiento del fabricante puede ayudar a determinar el origen de los resultados de precisión
deficientes.
Si se verifican las afirmaciones de precisión dentro del laboratorio y no las de repetibilidad, este
particular, las estimaciones de repetibilidad del fabricante a menudo pueden surgir de la prueba de un par
de réplicas adyacentes, mientras que el diseño experimental del usuario podría implicar un marco de
tiempo mayor.
Esta guía asume que las afirmaciones de precisión del fabricante representan con precisión el
rendimiento actual del procedimiento; también supone que los reclamos se conocen sin incertidumbre
apreciable. Existe incertidumbre asociada con las estadísticas de imprecisión tabuladas en el PI. Existe una
de mensurandos de las muestras en el estudio de verificación de precisión, porque la directriz asume que la
distintos de los informados en el PI. Por lo tanto, una o ambas afirmaciones utilizadas en el análisis de ese
El estudio de precisión tabulado en el PI del procedimiento puede haber sido determinado a partir de un
experimento menos riguroso que involucra menos días que el diseño clásico del documento CLSI EP051 .
Las estimaciones de imprecisión dentro del laboratorio obtenidas de esta manera son menos sólidas que las
desarrolladas durante el período de tiempo mínimo especificado para el experimento clásico en el documento
CLSI EP05,1 que exige analizar cada una de varias muestras durante al menos 20 días, con dos corridas
Si para una concentración y un tipo de precisión medidos dados, la afirmación del fabricante es mucho mejor
que el límite de variabilidad clínicamente permisible, puede suceder que la estimación de precisión del
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Esencialmente, la misma situación puede surgir si el PI incluye reclamos tanto del "peor
caso" como típicos ("representativos"). Para una muestra dada, una o ambas estimaciones de
precisión del usuario pueden exceder la UVL calculada a partir de la tabla de rendimiento típico
de PI, pero aun así estar dentro de los límites declarados para el peor de los casos de rendimiento.
Sería prudente consultar con el fabricante porque el estudio de verificación de precisión sugiere
que los resultados observados por el usuario son incompatibles con lo que el fabricante presenta
como rendimiento de precisión representativo para el procedimiento.
Para ilustrar todo el proceso, desde la planificación hasta la resolución final, este
apartado trabaja a través de un completo estudio de verificación de precisión. Como se indica a nota IMPORTANTE:
continuación, para proporcionar un conjunto completo de ejemplos numéricos adecuados para
verificar los resultados del software, en este ejemplo se proporcionan más cálculos de los Para proporcionar un conjunto
necesarios para evaluar los datos y determinar el estado de las estimaciones de precisión completo de ejemplos numéricos
individuales. adecuados para comprobar los
resultados del software, en este
Contexto, Diseño del Estudio, Implementación. El estudio fue realizado por un
ejemplo se proporcionan más
laboratorio en el proceso de cambio de un procedimiento manual para la ferritina a un
cálculos de los necesarios para
procedimiento completamente automatizado con un intervalo de medición de 10 a 1000 µg/L.
evaluar los datos y determinar el
El laboratorio adoptó el diseño de estudio recomendado de 5 × 5 (cinco días, cinco réplicas
estado de las estimaciones de
por serie) con todas las muestras procesadas en una sola serie cada día.
precisión individuales.
Debido a la aparente dependencia de la precisión de la concentración del mensurando y
debido a que tanto las desviaciones bajas como altas de lo "normal" son de interés clínico
para la ferritina circulante, el laboratorio optó por utilizar tres muestras de prueba.
En lugar de depender de los controles basados en tampones del fabricante, el laboratorio
preparó muestras agrupando y dividiendo en alícuotas los sueros de pacientes remanentes,
proporcionando suficientes materiales para permitir dos análisis adicionales (si es necesario)
más allá de los cinco análisis planificados. El agrupamiento basado en los resultados obtenidos
previamente con el procedimiento manual arrojó muestras con niveles de rango medio y
anormalmente elevados y un tercer nivel cercano a los límites de referencia inferiores, abordando
el intervalo de medición del nuevo procedimiento mientras permanecía dentro del intervalo abarcado por la tabla PI.
Las ejecuciones se programaron para sesiones alternas de mañana y tarde, a fin de obtener
datos representativos de todos los turnos y operadores, con los controles del fabricante incluidos
en cada ejecución. Debido a que las declaraciones de precisión en el PI se describieron como
reflejo de múltiples eventos de calibración, el laboratorio decidió (después de consultar con el
fabricante) calibrar el procedimiento antes de cada ejecución, aunque el PI requiere calibración
solo una vez al mes.
Las muestras individuales y los resultados de control de calidad se revisaron diariamente
inmediatamente después de la finalización de cada ciclo y nuevamente (por un revisor diferente)
al final del estudio, antes del análisis de datos. No se observaron errores y no faltaron resultados.
número 12 EP15-A3
Datos sin procesar. La Tabla 8 enumera los 25 resultados para cada muestra
verticalmente en el orden en que se generaron, identificados por corrida y número de
réplica. La Figura 3 muestra gráficos simples de estos conjuntos de datos, adecuados para
evaluar tanto la consistencia de las distribuciones de una ejecución a otra como la
consistencia de los resultados individuales en relación con la mayor parte de los datos de
cada muestra. Solo un punto se destaca como potencialmente aberrante, es decir, el tercer
resultado obtenido para la Muestra 1 (Ejecución 1, Réplica 3, 30,2 µg/L). la figura 3 es un
ejemplo de representación gráfica de los resultados del experimento; el usuario puede elegir
otro tipo de gráfico, como conectar los resultados en la secuencia en que se obtuvieron.
25
1 4 27.6 138 606
23
1 5 25.6 140 620
21
2 1 24.3 140 612 0 5 10 15 20 25
139
3 1 26.1 140 649
135
3 2 24.0 138 626
133
3 3 25.4 136 636 0 5 10 15 20 25
670
3 5 24.3 136 648
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Volumen 34 EP15-A3
La Tabla 9 resume las estadísticas básicas necesarias en los análisis de datos posteriores
para todas las muestras, junto con los cálculos relevantes para identificar resultados
individuales como valores atípicos estadísticos mediante la prueba de Grubbs. Aunque solo la
Muestra 1 requirió la prueba de Grubbs, la prueba se realizó en las tres muestras simplemente
para proporcionar ilustraciones adicionales de los cálculos. La columna “Muestra 1*” proporciona
resultados; las otras muestras están todas equilibradas (cinco corridas de cinco repeticiones cada
una).
norte 25 24 25 25
DE, µg/L (%CV) 1,35 (5,2%) 0,99 (3,9%) 2,30 (1,6%) 14,1 (2,3%)
La media, SD y %CV se calcularon a partir de todos los resultados individuales para cada
muestra (N = 24 o 25, según la muestra). Los límites de valores atípicos se calculan a partir de
para N = 25). Como se muestra en la Tabla 9, el resultado más alto obtenido para la Muestra 1
(30,2 µg/L) califica como un valor atípico estadístico porque supera el límite superior de Grubbs
(29,92 µg/L). Un valor a tantas DE de la media debería ocurrir menos del 1 % de las veces debido
únicamente al azar; es un punto muy inusual. Borrarlo aquí es consistente con las condiciones
dadas en la Sección 2.3.4. Tenga en cuenta que la eliminación de este punto reduce la media solo
ANOVA. La Tabla 10 resume los cálculos que conducen a las estimaciones de imprecisión para
todas las muestras. Los "cuadrados medios" entre ejecuciones y dentro de las ejecuciones (MS1 y
MS2, respectivamente) provinieron de los resúmenes generados por el software comercial ANOVA
gran media calculada previamente en la Tabla 9. Los componentes de varianza entre ejecuciones
y dentro de la ejecución (VB, VW) y las estimaciones de repetibilidad e imprecisión dentro del
laboratorio (sR, sWL y los % CV correspondientes) se calcularon a partir del ANOVA mesa
valores.
número 12 EP15-A3
n0 5 4.79 5 5
sR, µg/L (%CV) 1,15 (4,5%) 0,86 (3,4%) 1,78 (1,3%) 10,7 (1,7%)
sWL, µg/L (% CV) 1,38 (5,4%) 1,01 (4,0%) 2,40 (1,7%) 14,7 (2,4%)
*
Un resultado fue eliminado como un valor atípico estadístico.
Abreviaturas: %CV, coeficiente de variación expresado en porcentaje; ANOVA, análisis de varianza; MS, cuadrados medios; sR , estimación del usuario para la repetibilidad; sWL,
estimación del usuario para la imprecisión dentro del laboratorio; VB , varianza entre corridas; VW, variación dentro de la ejecución.
Reclamaciones de PI. La Tabla 11 resume la tabla de imprecisión del fabricante del PI del
procedimiento de ferritina.
Abreviaturas: %CV, coeficiente de variación expresado en porcentaje; PI, prospecto; DE, desviación estándar.
UVL. Para la mayoría de las estimaciones de los usuarios en este ejemplo, la
coherencia con las afirmaciones del fabricante (su estado de "aprobado/no aprobado")
puede determinarse mediante inspección visual sin tener que calcular más que unos pocos UVL.
Sin embargo, se proporcionan UVL para todos los reclamos de PI para ilustrar los
cálculos involucrados.
Los cálculos de UVL se resumen para este ejemplo en la Tabla 12. Para la
repetibilidad, los grados de libertad, dfR , se basanusuario,
en el diseño
específicamente,
del experimento
en eldel
número real de ejecuciones, k = 5, y el número previsto de réplicas por corrida, n = 5.
Sin embargo, para la imprecisión dentro del laboratorio, los grados de libertad, dfWL,
dependen no solo del diseño experimental sino también de la relación de reclamos ÿ =
ÿWL / ÿR . Después de determinar ÿ, dfWL se obtuvo de la Tabla 6. Para ambos tipos
de precisión, la UVL, ya sea expresada como SD o como %CV, se calculó multiplicando la
declaración correspondiente por el factor UVL F obtenido de la Tabla 7 (usando la columna
para tres muestras en el estudio de verificación de precisión del usuario).
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Repetibilidad Imprecisión
ÿR, µg/L (%CV) 0,43 (3,3%) 2,0 (2,0%) 2,9 (1,4%) 6,9 (1,6%) 15,8 (1,8%)
k 5 5 5 5 5
norte 5 5 5 5 5
dfR 20 20 20 20 20
UVLR, µg/L (%CV) 0,58 (4,4%) 2,7 (2,6%) 3,9 (1,8%) 9,2 (2,2%) 21,2 (2,4%)
ÿWL, µg/L (%CV) 0,70 (5,3%) 3,5 (3,4%) 5,1 (2,4%) 12,0 (2,8%) 23,7 (2,7%)
dfWL 8 7 7 7 9
UVLWL, µg/L (% CV) 1,07 (8,1%) 5,5 (5,4%) 8,0 (3,8%) 18,7 (4,4%) 35,6 (4,0%)
Abreviaturas: %CV, coeficiente de variación expresado en porcentaje; ÿR , afirmación del fabricante de repetibilidad; ÿWL, afirmación del fabricante por imprecisión dentro
del laboratorio; dfR , grados de libertad para la repetibilidad; dfWL, grados de libertad para la imprecisión dentro del laboratorio; PI, prospecto; UVL, límite superior de
verificación; UVLR , límite superior de verificación (repetibilidad); UVLWL, límite superior de verificación (dentro del laboratorio).
Regla práctica útil. Los UVL son generalmente (al menos) alrededor de un 30% más altos que
sus correspondientes afirmaciones de imprecisión. La utilidad de esta regla empírica para nota IMPORTANTE:
minimizar la necesidad de cálculos exactos se indica a continuación.
Los UVL son generalmente (al
Estado de las estimaciones de muestras individuales. Las primeras cinco columnas de las
menos) alrededor de un 30% más
Tablas 13 y 14 (las tablas están ordenadas por concentración media [segunda columna]) brindan
altos que sus correspondientes
una descripción general fácilmente construida de cómo las estimaciones de varios usuarios para
afirmaciones de imprecisión. La
la repetibilidad y la imprecisión dentro del laboratorio se relacionan con las afirmaciones de PI y
utilidad de esta regla empírica para
sus UVL asociados . (StatisPro2 de CLSI también genera gráficos para ayudar a visualizar estas
minimizar la necesidad de cálculos
relaciones. Consulte la Sección B1 en el Apéndice B para ver ejemplos basados en el mismo
exactos se indica a continuación.
conjunto de datos de ferritina).
número 12 EP15-A3
Tabla 13. Ejemplo de ferritina: repetibilidad: estimaciones de muestras de usuarios, expresadas como % de CV, combinadas con declaraciones de PI y UVL
Muestra 1. Con una media observada ( ) de poco más de 25 µg/L, esta muestra podría considerarse
lo suficientemente cercana a la media de 13,2 µg/L para la afirmación 1 de PI como para justificar
la comparación solo con esa afirmación, en un “vecino más cercano” base. Si es así, la estimación de
repetibilidad del 3,4 % obtenida después de eliminar el valor atípico estadístico califica como aprobado
porque, aunque es un poco más alta que la afirmación del 3,3 % (invocando aquí la regla general),
está dentro del 30 % de esa afirmación. Podría decirse, sin embargo, que es mejor considerar que la
muestra se encuentra entre las medias de las afirmaciones 1 y 2 de PI (y más cerca de la primera
afirmación que de la segunda), lo que hace que la interpolación sea el método de evaluación más
apropiado. Si es así, la estimación de repetibilidad del 3,4 % obtenida para la Muestra 1 después de
eliminar el valor atípico vuelve a calificar como aprobado, aunque quizás apenas, en la interpolación
entre los UVL calculados, o simplemente aproximados aproximadamente por la regla general útil, para
las afirmaciones de PI 1 y 2. .
(La estimación del 4,5 % obtenida sin eliminar el valor atípico falla porque supera las dos UVL vecinas).
Muestra 2. La estimación de repetibilidad del 1,3% claramente pasa porque es menor que cualquiera
se encuentra entre las afirmaciones (1,6 % y 1,8 %) en los niveles de concentración entre
paréntesis, y pasa fácilmente con respecto a los UVL calculados o estimados para las afirmaciones
4 y 5 de PI .
38
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Volumen 34 EP15-A3
Tabla 14. Ejemplo de ferritina: imprecisión dentro del laboratorio: estimaciones de la muestra del usuario, expresadas como % CV, fusionadas con
declaraciones de PI y UVL
Muestra 1. La estimación de imprecisión dentro del laboratorio del 4,0 % obtenida después de
eliminar el valor atípico estadístico está muy por debajo de la afirmación 1 de PI, a saber, 5,3 %, y
también por debajo del promedio de las dos afirmaciones, (5,3 + 3,4) / 2 = 4,35 %, en cualquier lado
de la muestra. Por lo tanto, la estimación pasa, sin importar si se considera más apropiada una regla
del vecino más cercano o una regla de interpolación. (De hecho, incluso la estimación del 5,4 %
obtenida sin eliminar los valores atípicos pasa, porque no excede los UVL calculados para las
Reclamaciones PI 1 y 2).
Muestra 2. Se pasa la estimación de imprecisión dentro del laboratorio del 1,7 %, siendo inferior a
Muestra 3. Se pasa la estimación de imprecisión dentro del laboratorio del 2,4 %, siendo menor que
valor atípico estadístico, las estimaciones del usuario para la repetibilidad y la imprecisión
dentro del laboratorio pasan para las tres muestras. Debido a que las seis estimaciones se
aprueba; es decir, en conjunto, las estimaciones son consistentes con las afirmaciones de PI del
fabricante. Mirando más de cerca los datos, se puede ver que el rendimiento en el estudio a
niveles de ferritina de rango medio y elevado parece no tener ningún problema (buena confirmación
de las afirmaciones), mientras que puede ser aconsejable un control cuidadoso de la precisión a niveles
muy bajos.
número 12 EP15-A3
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Capítulo 3
Estimación del sesgo mediante pruebas
Materiales Con Conocido
Concentraciones
Este capítulo incluye:
número 12 EP15-A3
experimento de precisión)
Determinar si la
media observada está ¿Es el sesgo <sesgo permisible
verificación
No
Sí
Calcular la media y
SD de los resultados de la prueba a través de
Sí
ANOVA
Abreviaturas: ANOVA, análisis de varianza; DF, grados de libertad; DE, desviación estándar; TV, valor objetivo.
Figura 4. Descripción general de la estimación del sesgo utilizando materiales con concentraciones conocidas (consulte la Sección 3.1)
Volumen 34 EP15-A3
(seg ). El cálculo final está definiendo un intervalo de verificación (VI) que tiene un 95% de
probabilidad de contener la verdadera diferencia. Este cálculo se logra multiplicando el error
estándar por un “factor de cobertura”, k, VI = k • seg . El multiplicador, k, normalmente tiene
un valor del orden de 2 o 3 para alcanzar una probabilidad de 95% y 99%, respectivamente.
El sesgo calculado se evalúa luego a la luz del intervalo de verificación y el límite de error
permisible. La Sección 3.5 describe los cálculos involucrados e incluye tablas que simplifican
los cálculos para experimentos que constan de cinco a siete corridas, con cinco repeticiones
por corrida. La Sección 3.6 analiza la interpretación de los resultados y la Sección 3.7 presenta
varios ejemplos resueltos.
número 12 EP15-A3
Además de tener una composición adecuada (matriz), cada material de referencia debe
tener una concentración conocida asignada por un procedimiento de medición de referencia,
por ejemplo, o en base a datos de grupos pares de PT o programas de control de calidad
entre laboratorios. (Hay varias opciones.) También es esencial tener una estimación de la
incertidumbre de la TV, expresable como un error estándar (seRM). Las secciones 3.2 y 3.3
brindan orientación para seleccionar los mejores materiales de referencia disponibles y determinar
sus errores estándar, respectivamente.
de banco y el análisis de datos disponibles" para el análisis. Sin embargo, para el estudio discutido en esta sección, la elección
sean eficientes, porque los cálculos está lejos de ser clara, porque hay varias consideraciones contrapuestas. Corresponde al
descritos en el Capítulo 2 pueden laboratorio usuario justificar su elección de materiales a la luz de consideraciones como las
producir estimaciones necesarias siguientes.
¿Se está realizando el estudio con el objetivo de verificar que el sesgo exhibido por
el procedimiento de medición en el laboratorio del usuario es consistente con las
expectativas para el procedimiento de medición, es decir, las expectativas
establecidas por los resultados del grupo de pares del control de calidad o PT entre
laboratorios? En este caso, las muestras de un programa de control de calidad de un
grupo homólogo o un programa de PT/EQA y/o controles comerciales con asignaciones
de valores específicas del procedimiento apropiado pueden representar la mejor opción.
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Volumen 34 EP15-A3
¿El interés del estudio radica en evaluar el sesgo en relación con algún otro
caso, el objetivo puede cumplirse mejor realizando un estudio de comparación del Se puede encontrar más información
aunque el diseño del experimento es adecuado para usar con un solo material. Los materiales
deben representar o ser lo más intercambiables posible con los tipos de muestras de pacientes
previstos para el análisis mediante el procedimiento; y deben ser lo suficientemente estables para
Además, la calidad de las asignaciones de TV es importante. ¿Con qué rigor se han determinado?
como "errores estándar" [consulte la Sección 3.3]) son declaradas o estimables a partir de los datos
experimentales o las estadísticas asociadas con las asignaciones de valores? De lo contrario, los
valores asignados deben tratarse como si se conocieran sin incertidumbre, de forma análoga a la
Finalmente, las cuestiones prácticas no pueden ser ignoradas. Por ejemplo, ¿los materiales están
Los materiales para los cuales las concentraciones se pueden ajustar a los niveles
fármaco terapéutico en grupos de muestras de pacientes que se sabe que están libres de
Los estándares de referencia son estándares de alto nivel reconocidos por un organismo
número 12 EP15-A3
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Volumen 34 EP15-A3
podría establecer TV y errores estándar para su uso posterior por laboratorios satélite, o
un laboratorio con una cantidad considerable de resultados de control de calidad
atrasados para un procedimiento dado podría usar las mismas muestras y estadísticas
relevantes extraídas de la base de datos para verificar el sesgo de un nuevo procedimiento
relativo al procedimiento actualmente en uso.
menudo denotada por "uC") para el TV, establezca seRM igual al error estándar, la
incertidumbre estándar o la incertidumbre estándar combinada indicados.
número 12 EP15-A3
= 0 y dfRM = infinito.
suministrado con un televisor para el que no se puede estimar el error estándar, configure
seRM = 0. En efecto, este escenario asume por defecto que la concentración del material
se conoce sin ninguna incertidumbre (consulte el Escenario D) . En consecuencia, el
intervalo de verificación será más estrecho, y la probabilidad de que el resultado medio
del usuario, , quede fuera de ese intervalo será mayor que si se conociera la incertidumbre
del televisor.
cuando el análisis del estudio de se puede calcular de varias maneras, que, para los propósitos actuales, deberían producir
verificación de la precisión indica estimaciones igualmente buenas (más o menos equivalentes):
que el rendimiento en el
En la fórmula a continuación, nRun es el número de ejecuciones en el experimento y
laboratorio del usuario es
nRep es el número de réplicas por ejecución. (En caso de que falten valores, establezca
coherente con las afirmaciones
nRep en el número promedio de resultados por ejecución para permitir el uso de cálculos
de precisión del fabricante, que
de ANOVA balanceados o realice ANOVA directamente si el software de análisis admite
se puede suponer que reflejan un
el uso de conjuntos de datos no balanceados). Usando estimaciones obtenidas en el
estudio más amplio y definitivo. Por
)
estudio para el repetibilidad de la muestra (s e imprecisión dentro del laboratorio (s WL),
R
otra parte, esta ventaja puede
establecer:
verse contrarrestada por las
incertidumbres derivadas de la 1
2 nRep – 1 2
necesidad de interpolar a partir de la tabla PI. se = (8)
nEjecutar SWL – sR
nRep
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Por otra parte, esta ventaja puede verse contrarrestada por las incertidumbres
derivadas de la necesidad de interpolar a partir de la tabla PI.
se = SWL / df + 1 (9)
seC =
2 se + 2
SERM (10)
2 2 2
(se + seRM)
dfC = (11)
4 4
SE SERM
+
df dfRM
Rara vez debería ser necesario evaluar la fórmula de Satterthwaite directamente, ya que los
siguientes atajos serán aplicables en muchas situaciones:
En los Escenarios B (PT) y C (CC del grupo de pares) de la Sección 3.3, siempre
que el diseño experimental involucre cinco, seis o siete corridas con cinco
repeticiones por corrida, la Tabla 15A, 15B o 15C, respectivamente, puede obviar la Nota:
necesidad para evaluar la fórmula de Satterthwaite. Ingresar
la tabla apropiada con NRM establecido en el número de laboratorios y tau = Las tablas se detienen
en 200 laboratorios porque el
, y leer el
seRM / se laboratorios porque ancho
dfC. Las del intervalo
mesas de verificación
se detienen en 200 cambia solo
ancho del intervalo de verificación
mínimamente después de que el número de laboratorios supera los 200.
cambia solo mínimamente
después de que el número de
No es necesaria la interpolación de números de laboratorios; utilice la entrada de la
tabla que más se asemeje al número de laboratorios (consulte el Ejemplo resuelto laboratorios supera los 200. No
es necesaria la interpolación del
1A en la Sección 3.7.1).
número de laboratorios; use la
entrada de la tabla que más se
aproxime al número de laboratorios
(ver Ejemplo resuelto 1A en la
Sección 3.7.1).
número 12 EP15-A3
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Tau dfc Tau dfc Tau dfc Tau dfc Tau dfc
0.000 4 0.000 4 0.000 4 0.000 4 0.000 4
7.053 203
número 12 EP15-A3
Tabla 15B. dfC para el error estándar combinado de la media y TV como una función de la relación entre el error estándar del material
de referencia y el error estándar de la media (tau = seRM / se ), para seis corridas, con cinco réplicas por corrida, y NRM = 10, 20, 50,
100 y ÿ 200 Laboratorios. NOTA: La Tabla 15B está diseñada para usarse en los Escenarios B (PT) y C (control de calidad del grupo de
pares) en la Sección 3.3, cuando el experimento del usuario implica seis ejecuciones.
Tau dfc Tau dfc Tau dfc Tau dfc Tau dfc
0.000 5 0.000 5 0.000 5 0.000 5 0.000 5
6.309 204
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Tabla 15C. dfC para el error estándar combinado de la media y TV como una función de la relación del error estándar del
material de referencia al error estándar de la media (tau = seRM / se ), para siete corridas, con cinco réplicas por corrida, y NRM
= 10, 20, 50, 100 y ÿ 200 Laboratorios. NOTA: La Tabla 15C está diseñada para usarse en los Escenarios B (PT) y C (control de
calidad del grupo de pares) en la Sección 3.3, cuando el experimento del usuario implica siete ejecuciones.
número 12 EP15-A3
3.6 Interpretación
Si el intervalo de verificación incluye la media observada, el sesgo no es estadísticamente
significativo (no se muestra que sea diferente de cero) dentro de las limitaciones del
experimento.
Para demostrar que el experimento tenía suficiente precisión y suficientes repeticiones para
detectar el sesgo que excedía el sesgo permisible especificado, compare el sesgo permisible
definido con la incertidumbre combinada expandida (la mitad del ancho del IC para el sesgo,
• seC
t0.975, si la incertidumbre combinada expandida ).
excede el sesgo permitido especificado, el
dfc
es igual o mayor que la repetibilidad SD, ÿR . Tenga cuidado al interpretar los resultados. ÿB se
puede calcular a partir de ÿR y ÿWL proporcionados en el PI del fabricante. ÿB también se puede
estimar a través del experimento de verificación de precisión. En cualquier caso, si ÿB está cerca
de ÿR o lo supera , es posible que se necesiten más ejecuciones para detectar el sesgo.
NOTA 1: DF estará entre nRun ÿ 1 (es decir, cuatro en el experimento de precisión con cinco
carreras) y nRep ÿ nRun (el número total de réplicas menos el número de carreras, es decir,
20 en el experimento de precisión con cinco carreras). Si la SD intralaboratorio es grande en
relación con la SD de repetibilidad, el DF será bajo, mientras que si la SD intralaboratorio es
aproximadamente igual o ligeramente superior a la SD de repetibilidad, la DF será alta.
SWL
sR
Volumen 34 EP15-A3
El cálculo del error estándar del valor asignado del material de referencia es menos
confiable cuando el material es un material de control de calidad o se usa el grupo de
pares SD y el número de laboratorios en los cálculos. Las estadísticas de un grupo de
pares pueden estar sesgadas por uno o más laboratorios que envían muchos más
puntos de datos que la mayoría de los participantes. En algunos grupos, un laboratorio
muy grande puede presentar la mitad o más de los datos. Dicha información sobre el
grupo de pares no suele estar disponible para los laboratorios participantes.
Cuando se supone que el error estándar del material de referencia es cero, el intervalo
de verificación puede ser falsamente estrecho debido a una imprecisión desconocida o un
sesgo en el valor asignado. El intervalo de verificación falsamente estrecho puede llevar a
concluir erróneamente que existe un sesgo real entre la media observada y la media
asignada cuando no lo hay. Esta situación puede ocurrir cuando se utilizan "controles
ensayados" como material de referencia y no se proporciona incertidumbre, o cuando las
concentraciones de analito se han ajustado mediante adición de fármacos o sustancias
endógenas.
Es posible, en el mismo experimento, que el sesgo sea indetectable con uno o más nota IMPORTANTE:
de los materiales de referencia, y que el sesgo sea estadísticamente significativo
Algunos materiales de PT y QC no
para uno o más de los otros materiales de referencia. Cuando esto ocurra, compare
coinciden perfectamente con la
los sesgos estadísticamente significativos con los sesgos permitidos. Si uno o más de los
matriz de las muestras nativas.
sesgos excede el sesgo permitido, es necesaria una investigación.
número 12 EP15-A3
En el experimento del usuario en la Sección 2.3.10, hubo cinco ejecuciones con cinco
repeticiones por ejecución. A partir de la Tabla 10 en la Sección 2.3.10, el usuario calculó
una gran media de 140,1 µg/L, una sR de 1,78 µg/L y una SWL de 2,40 µg/L. Las
estimaciones del usuario de sR y sWL se utilizan en los cálculos de ejemplo a continuación.
1 2 nRep – 1 2 1 4
se = = 2.402 –
nEjecutar
SWL – nRep sR 5 5 1,782 = 0,80 µg/L.
SRM
= 4,5 µg/L
SERM = = 0,69 µg/L.
nLab 43
2
seC = 2 se + seRM = 0,802 + 0,692 = 1,06 µg/L.
seRM 0,69
=
ta = = 0,86.
se 0.80
5. De la Tabla 15A, obtenga dfC para 43 laboratorios, con tau = 0.86: dfC = 12
(entrada de tabla usada para 50 laboratorios).
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La estimación del sesgo se calcula como –TV, 140,1 – 142,5 o –2,4 µg/L.
3.7.2 Ejemplo resuelto 1B: Ejemplo de precisión de ferritina en la Sección 2.3.10 Uso de
estadísticas de afirmaciones del fabricante Se utilizó una muestra de encuesta PT
En el experimento del usuario en la Sección 2.3.10, hubo cinco ejecuciones con cinco
repeticiones por ejecución. El usuario optó por interpolar los %CV reclamados para la
repetibilidad y la imprecisión dentro del laboratorio en la tabla de precisión de PI en 102 µg/
L y 211 µg/L para estimar la precisión declarada en 140,1 µg/L.
El %CVR interpolado fue (2,0% + 1,4%) / 2 = 1,7%. En la media observada por el usuario
de 140,1 µg/L, sR = 2,38 µg/L. La afirmación de %CVWL interpolada fue (3,4 % + 2,4 %) / 2 =
2,9 %. A la media observada por el usuario de 140,1 µg/L, = 4,06 µg/L.
el cálculo reclamado s WL
1 2 nRep–1 2
1 4
se = = 4.062 –
SWL – sR 5 2,382 = 1,55 µg/L.
nEjecutar nRep 5
SRM
= 4,5 µg/L =
SERM = 0,69 µg/L.
nLab 43
2
seC = 2 se + seRM = 1,552 + 0,692 = 1,70 µg/L.
seRM 0,69
ta = = = 0,45.
se 1.55
número 12 EP15-A3
Intervalo de verificación = TV ± (m • seC) = 142,5 µg/L ± (3,29 • 1,70 µg/L) = 142,5 ± 5,6
µg/L = 136,9 a 148,1 µg/L.
La estimación del sesgo se calcula como – TV, 140,1 – 142,5 o –2,4 µg/L.
se = 1 2 nRep–1 1 4
2 =
nEjecutar SWL – sR 6 0,62 – 0,425 = 0,2 g/L.
nRep
tu
SERM = = 1,2 g/l
= 0,6 g/L.
k 2
seC = 2 2 sí +
sí RM
= 0,22 + 0,62 = 0,63 g/L.
4. Calcular df como:
df = nCorrer ÿ 1 = 6 ÿ 1 = 5.
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Intervalo de verificación = TV ± (m • seC) = 37,2 g/L ± (1,96 • 0,63 g/L) = 37,2 g/L
± 1,2 g/L = 36,0 a 38,4 g/L.
La estimación del sesgo se calcula como – TV, 38,5 g/L – 37,2 g/L o 1,3 g/L.
1 nRep–1 1 4
se = 2 2 = 0,52 –
nEjecutar SWL – sR 6 5 0,32 = 0,17 g/L.
nRep
2 2 sí +
seC = sí = 0,172 + 0,62 = 0,62 g/L.
RM
4. Calcular df como:
df = nCorrer ÿ 1 = 6 ÿ 1 = 5.
6. Obtenga el valor de t para ÿ = 0.05 con 885 DF (es decir, esencialmente infinito DF):
m=t1 = t 0.975,885= 1,96.
ÿ ÿ / 2•nSam,ÿ
número 12 EP15-A3
Intervalo de verificación = TV ± (m • seC) = 37,2 g/L ± 1,2 g/L = 36,0 a 38,4 g/L.
La estimación del sesgo se calcula como – TV, 38,5 g/L – 37,2 g/L o 1,3 g/L.
Una muestra de suero libre de drogas se enriqueció con digoxina hasta una concentración de
2,0 µg/L. La muestra se analizó durante cinco días, con una corrida por día, con cinco repeticiones
por corrida. Se ensayaron dos muestras en el mismo experimento.
La repetibilidad observada por el usuario (DE dentro de la ejecución) fue de 0,01 µg/L, y la DE
de precisión dentro del laboratorio fue de 0,04 µg/L. El usuario obtuvo una concentración
media de digoxina de 1,97 µg/L. El sesgo permitido especificado por el usuario fue de 0,1 µg/L.
1 nRep–1 1 4
se = 2 2 = 0.042 – 0,012 = 0,0174 µg/L.
– nRun SWL nRep sR 5 5
seRM = 0 µg/L.
4. Calcular df como:
df = nRun – 1 = 5 – 1 = 4.
5. dfC es simplemente df .
dfC = 4
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La estimación del sesgo se calcula como – TV, 1,97 µg/L – 2,00 µg/L o –0,03 µg/L.
3.7.6 Ejemplo resuelto 3B: Análisis de una muestra enriquecida con digoxina
Uso de estadísticas del experimento de precisión ( sWL / sR
extremadamente bajo )
Una muestra de suero libre de drogas se enriqueció con digoxina hasta una concentración
de 2,0 µg/L. La muestra se analizó durante cinco días, con una corrida por día, con cinco
repeticiones por corrida. Se ensayaron dos muestras en el mismo experimento.
La repetibilidad observada por el usuario (DE dentro de la ejecución) fue de 0,04 µg/L, y
la DE de imprecisión dentro del laboratorio fue de 0,04 µg/L. El usuario obtuvo una
concentración media de digoxina de 1,96 µg/L. El sesgo permitido especificado por el usuario
fue de 0,1 µg/L.
1 nRep–1 1
se = 2 2
=
nEjecutar SWL – sR 5 4 0,042 – 0,042 = 0,008 µg/L. 5
nRep
2. Se supone que el error estándar del televisor es cero.
seC = 0 µg/L
4. Calcular df como:
df = nRun – 1 = 5 – 1 = 4.
5. dfC es simplemente df .
dfC = 4
La estimación del sesgo se calcula como – TV, 1,96 µg/L – 2,00 µg/L o –0,04 µg/L.
número 12 EP15-A3
muestra de suero libre de drogas se enriqueció con digoxina hasta una concentración de 1,0
µg/L. La muestra se analizó durante siete días, con una corrida por día, con cinco repeticiones
por corrida. Se ensayaron dos muestras en el mismo experimento. El fabricante afirmó un
%CV de repetibilidad e imprecisión dentro del laboratorio de 4,81 % y 1,58 %, respectivamente,
a 0,54 µg/L, y 6,48 % y 1,91 %, respectivamente, a 1,52 µg/L. El usuario optó por interpolar
los %CV declarados para la repetibilidad y la imprecisión dentro del laboratorio a 0,54 µg/L y
1,52 µg/L para estimar la precisión declarada en 1,0 µg/L. El %CVR interpolado fue (4,81% +
1,58%) / 2 = 3,2%. A la concentración de digoxina de la muestra enriquecida de 1,0 µg/L, sR
se = 1 2 nRep–1 2 1 4
=
nEjecutar
SWL – sR 7 0,0422 – 0,0322
5 = 0,012 µg/L.
nRep
seRM = 0 µg/L
4. Calcular df como:
df = nRun – 1 = 7 – 1 = 6.
5. dfC es simplemente df .
dfC = 6
La estimación del sesgo se calcula como – TV, 0,94 µg/L – 1,00 µg/L o –0,06 µg/L.
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Capítulo 4
Conclusión
número 12 EP15-A3
41 Conclusión
Al concluir con éxito el protocolo EP15, el usuario habrá demostrado
que la precisión del procedimiento de medición en el laboratorio del
usuario es consistente con las afirmaciones de precisión del fabricante,
y habrá demostrado que el procedimiento de medición no muestra un
sesgo significativo (o un nivel aceptable). cantidad de sesgo) en relación
con el valor objetivo del material de referencia elegido.
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Apéndices
Materiales de referencia CLSI relacionados
número 12 EP15-A3
Referencias
1 CLSI. Evaluación de la Precisión de los Procedimientos de Medición Cuantitativa; Guía aprobada: tercera edición.
Documento CLSI EP05-A3. Wayne, PA: Instituto de Estándares Clínicos y de Laboratorio; 2014.
2 CLSI. StatisProTM [programa informático]. Versión 2.5. Wayne, PA: Instituto de Estándares Clínicos y de Laboratorio; 2013.
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concentración catalítica de enzimas asignadas a calibradores y materiales de control. ISO 18153. Ginebra, Suiza: Organización Internacional de
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Volumen 34 EP15-A3
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El diseño experimental básico de 5 × 5 recomendado en esta guía implica, para cada muestra, k = 5
ejecuciones, cada una realizada en un día diferente, con n = 5 repeticiones por ejecución.
Este es un diseño equilibrado , porque se especifica el mismo número de repeticiones para cada
ejecución. Otros diseños balanceados son igualmente aceptables si involucran al menos tantos días
y al menos tantos grados de libertad para la repetibilidad, dfR . En el
El conjunto de datos para cualquier muestra dada es aceptable si, y solo si, involucra resultados de
al menos cinco días y un dfR de 19 o más después de la exclusión de cualquier valor atípico estadístico.
Los déficits deben remediarse extendiendo el estudio para esa muestra a corridas adicionales hasta
que se cumplan estos dos requisitos mínimos.
unidireccional (ANOVA) aplicado a los resultados de una muestra determinada en un estudio de verificación de precisión normalmente produce resultados como
los que se muestran en las tablas 4 y 5 (consulte la Sección 2.3.5 de este documento). Si el software no está disponible, las entradas para las columnas de suma
de cuadrados (SS), grados de libertad (DF) y cuadrados medios (MS) deben calcularse manualmente. Tenga en cuenta que "suma de cuadrados (SS)" es la
abreviatura de suma de desviaciones al cuadrado de la media. Las columnas SS y DF simplemente proporcionan los numeradores y denominadores, respectivamente,
Para la muestra en cuestión, primero determine el número total de resultados, N; el número de carreras distintas, k; y el promedio aritmético de los N
resultados (la “gran media”). Para la Muestra 2 en el ejemplo práctico de la Sección 2.3.10 de este documento, N = 25, k = 5 y = 140,12 µg/L, según los cálculos
Las entradas para la columna SS se pueden obtener de manera sencilla a partir de dos tablas: una tabla con una fila por resultado (como la Tabla 8) y otra con
Para calcular SStotal, el SS total , a partir de una lista como la Tabla 8 (pero dedicada a una sola muestra), adjunte una columna, llamándola DM2 (desviación
de la media, al cuadrado). Fila por fila, calcule las entradas de celda para DM2 como el cuadrado de la diferencia entre y el resultado, xi , enumerado en esa fila.
Algebraicamente:
norte norte
SStotal = ÿ (xi – )2 = ÿ x2
i
– norte
2
yo = 1 yo = 1
El lado derecho de la expresión muestra una forma algebraicamente equivalente de obtener SStotal que puede ser menos propensa a errores de redondeo.
Corresponde a crear una columna que consta de los cuadrados de los resultados, tomando la suma de estos cuadrados y luego restando N veces el cuadrado
de la gran media.
La Tabla B1 resume las estadísticas básicas al nivel del factor de agrupación (es decir, corrida) para la Muestra 2: el número de resultados para cada corrida y el
1 5 139.0 6.272
2 5 140.8 2.312
3 5 138.2 18.432
4 5 142.8 35.912
5 5 139.8 0.512
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Apéndice B. (Continuación)
Para calcular SS1, el SS entre ejecuciones, de la tabla B1, adjunte una columna, llamándola DM2 • n, como se muestra. Calcule la entrada para cualquier
fila dada en esta columna como la diferencia entre y el promedio de ejecución, enumerado en esa fila,j ,con
por la
el diferencia
número dealresultados
cuadrado ypara
luego
esamultiplíquela
ejecución,
k k
ÿ
SS1 = ni ( i –)2
=
ÿ ni yo
2
– norte
2
yo= 1 yo = 1
El lado derecho de la expresión muestra una forma algebraicamente equivalente de obtener SS1. Para el caso balanceado (donde ni son todos
SS1 = norte ( i
–)ÿ2
yo= 1
SS2, el SS dentro de la serie , se puede obtener mediante la resta de los dos SS ya calculados. Alternativamente, podría calcularse sumando
las desviaciones al cuadrado de cada resultado de su media de ejecución:
k Nueva Jersey
2
SS2 = SStotal– SS1 = xij) ÿ ( i
ÿ–
yo= 1 j = 1
Para la Muestra 2, SS1 = 63,44, SS2 = 63,20 y SStotal = 126,64, como se muestra en la Tabla 5 (consulte la Sección 2.3.5 de este documento).
Usando N y k, calcule las entradas para la columna DF de la siguiente manera, nuevamente aprovechando el hecho de que las dos primeras
entradas deben sumar la tercera:
DFtotal = N – 1
DF1 = k – 1
necesidad de restar 1 de N y 1 de k para obtener DFtotal y DF1, respectivamente, se puede atribuir a la pérdida de un DF en tener que calcular una
media a partir de los datos, es decir, a partir de la totalidad de los resultados individuales oa partir de los promedios de ejecución, respectivamente.
Debido a que hay k = 5 conjuntos de datos dentro de la ejecución, cada uno de los cuales requiere el cálculo de una media, restar k de N para obtener
DF2 tiene sentido sobre la misma base. Tenga en cuenta que las entradas de la columna DF son necesariamente números enteros positivos (números enteros).
Para la Muestra 2, donde k = 5 y N = 25, DF1 = 4, DF2 = 20 y DFtotal = 24, como se muestra en la Tabla 5 (consulte la Sección 2.3.5 de este
documento).
Para calcular los dos "cuadrados medios", simplemente divida el componente "SS" por su DF:
Para la Muestra 2, MS1 = 15,86 y MS2 = 3,16, como se muestra en la Tabla 5 (consulte la Sección 2.3.5 de este documento).
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Volumen 34 EP15-A3
Apéndice B. (Continuación)
B2 Cálculo de n0 La Tabla 3
(consulte la Sección 2.3.4.2 de este documento) enumera valores para n0 (el número "promedio" de resultados por ejecución) cuando hay
cinco, seis o siete ejecuciones, con cinco réplicas por ejecución y, como máximo , falta un resultado para una muestra determinada. Para
otros diseños, n0 debe calcularse manualmente. Para el caso balanceado, donde todos los ni son iguales, esto se reduce a calcular la media
aritmética de los ni dividiendo el número total de resultados por el número de corridas: n0 = ni = N / k.
En una aproximación razonable, como se puede verificar en la Tabla B3, esto también es válido para conjuntos de datos con solo un pequeño
grado de desequilibrio. Los siguientes cálculos están destinados a determinar n0 con precisión en el caso desequilibrado, pero también son válidos
para calcular n0 en el caso equilibrado.
Comenzando con una lista como la Tabla B2 del número de resultados individuales ni en cada ejecución, adjunte una columna etiquetada
como n2, llenándola con los cuadrados de ni . (Aquí k y N representan el número de ejecuciones y el número total de resultados individuales,
respectivamente). Calcule la suma de estos cuadrados:
k
2
SN2 = ni ÿ
yo = 1
Después:
SN2
norte-
norte
n0 = k -1
Equilibrado Desequilibrado
Correr no 2
norte Correr no 2
norte
1 5 25 1 5 25
2 5 25 2 4 dieciséis
3 5 25 3 5 25
4 5 25 4 5 25
5 5 25 5 5 25
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Apéndice B. (Continuación)
De manera equivalente, utilizando funciones estadísticas básicas, determine la media aritmética y la varianza (muestral) de ni , llamándolas
avg.n y var.n, respectivamente, como se indica debajo de la tabla. Tenga en cuenta que var.n también podría obtenerse como el cuadrado de la
SD (de muestra) de ni . Entonces: n0 = avg.n – (var.n / N)
Para el lado derecho de la Tabla B2, que ilustra una situación desequilibrada relativamente común, el conjunto de datos está completo excepto
por un resultado faltante o suprimido: n0 = (24 – [116 / 24]) / (5 – 1) = 4,7917. Para la situación equilibrada ilustrada a la izquierda, n0 = (25 –
[125 / 25]) / (5 – 1) = 5 = ni , como se esperaba, porque
resultados
aquí,por
el número
corrida La
de formulación
resultados por
alternativa
ejecución
produce
es trivialmente
exactamente
el número
los mismos
promedio
valores:
de n0
= 4,8 – (0,2 / 24) = 4,7917 para el caso desequilibrado y n0 = 5 – (0,0 / 25) = 5 para el caso equilibrado.
La Tabla B3 proporciona ejemplos numéricos que ilustran el efecto sobre n0 de los valores faltantes. Su número y distribución son relevantes,
pero no su orden.
5 25 5 5 55555 6 30 5 5 555555
Los dos métodos algebraicamente equivalentes presentados aquí para determinar con precisión n0 representan el enfoque de libro de texto
estándar utilizado en ANOVA unidireccional para la descomposición de la varianza. También se han defendido enfoques ligeramente
diferentes1 y pueden implementarse en software estándar, pero el efecto numérico de tales diferencias es intrascendente en este contexto.
Tenga en cuenta que la Tabla 3 (consulte la Sección 2.3.4.2 de este documento) ignora la diferencia entre los casos representados por la tercera
y cuarta fila en la Tabla B3, que difieren ligeramente con respecto al grado de desequilibrio, aunque el número de valores faltantes es lo mismo.
B3 Factores de Grubbs
La Tabla 3 (consulte la Sección 2.3.4.2 de este documento) enumera los valores del factor G de Grubbs, que figura en la prueba recomendada
para valores atípicos estadísticos, solo para N = 23 a 25, 28 a 30 y 33 a 35. Tabla B4 proporciona una tabulación más extensa.
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Apéndice B. (Continuación)
la Sección 2.3.6.2 de este documento) enumera DF para la imprecisión dentro del laboratorio (dfWL) como una función de la
relación de reclamos del fabricante (ÿ = ÿWL / ÿR ), pero solo para diseños experimentales que involucran de cinco a siete
corridas, con cinco repeticiones por corrida. Esta sección describe cómo calcular dfWL directamente y los cálculos subyacentes en la
Tabla 6 de este documento.
número 12 EP15-A3
Apéndice B. (Continuación)
varianza dentro del laboratorio, VWL = (sWL) 2 , representa una combinación lineal de los componentes de la varianza, a saber, VB + VB,
extraídos de una tabla ANOVA unidireccional, y dfWL representa el DF asociado con esta combinación lineal.
El enfoque adoptado en esta guía se basa en la aproximación ampliamente utilizada para dfWL presentada por Satterthwaite.2 Se construye a partir
de los elementos de la tabla ANOVA:
Para calcular la aproximación de Satterthwaite a partir de estos elementos, primero exprese la estimación de la varianza dentro del laboratorio como
una combinación lineal (suma ponderada) de MS1 y MS2 de la tabla ANOVA, es decir, en la forma a1MS1 + a2 MS2, donde a1 y a2 son adecuados
pesos (multiplicadores): VWL = VW + VB = MS2 + (MS1 – MS2) / n0 = (1 / n0 ) MS1 + (1 – 1 / n0 ) MS2 Por lo tanto, a1 = 1 / n0 y a2 = 1 – 1 / n0 = (n0
– 1) / n0 . Los DF asociados con MS1 y MS2 son, respectivamente, DF1 = k – 1 y DF2 = N – k, donde k y N son el número de ejecuciones y el número
total de resultados. Para VWL, la combinación lineal de MS1 y MS2, Satterthwaite2 argumentó que lo siguiente debería ser aproximadamente cierto:
Esta ecuación se puede reorganizar para resolver la cantidad de interés, a saber, dfWL = DFWL, por ejemplo, como DFWL = num / (den1 +
den2), donde num = (a1MS1 + a2 MS2)2, den1 = (a1MS1)2 / DF1 y den2 = (a2 MS2) 2 / DF2. (Para la Muestra 2 en el
ejemplo de ferritina, n0 = 5, a1 = 0,2, a2 = 0,8, num = 32,49, den1 = 2,5154, den2 = 0,3195, dfWL = 11,46).
Estos cálculos se basan en ÿ (la relación de siniestros, ÿWL / ÿR ) y tres elementos del diseño experimental del usuario, a saber, k (el número de
ejecuciones), N (el número total de repeticiones) y n0 ( el número “promedio” de repeticiones por ejecución). Para un diseño completamente balanceado,
este último debe relacionarse como n0 = N / k.
VB = VWL - VW
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Apéndice B. (Continuación)
MS1 = VW + n0 • VB
MS2 = VW
DF1 = k – 1
DF2 = N – k
a1= 1 / n0
a2 = (n0 – 1) / n0
la Sección 2.3.6.2 de este documento) enumera los valores de F, el factor del límite de verificación superior (UVL), en función del DF y el número de
muestras, nSam, en el Experimento de verificación de precisión, para nSam = 1 a 6.
Para calcular el factor UVL manualmente, primero determine X2, el valor ("cuantil" o "punto porcentual") para la distribución de chi cuadrado
con df y un nivel de confianza establecido en 1 - 0.05 / nSam, que se evalúa en 95% (es decir, 0,95) para nSam = 1 correspondiente a una tasa de
rechazo falso del 5 % (ÿ = 0,05) y del 97,5 %, 98,33 %, 98,75 %, y así sucesivamente para nSam = 2, 3, 4, etc.
(Por ejemplo, en un estudio con dos muestras, si gl = 20, entonces X2 = 34,17). Luego, calcule el factor UVL, F = X2 / df.
1
Burdick RK, Graybill FA. El diseño anidado de un pliegue. En: Owen DB, Cornell RG, Kshirsagar AM, Kennedy WJ, Schilling EG, eds. Intervalos
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2
Satterthwaite FE. Síntesis de varianza. psicometria. 1941;6(5):309-316.
La organización que
mantiene bases de datos
de materiales de Principios C1
referencia y procedimientos La veracidad de un resultado solo puede establecerse por referencia a un estándar con un
de medición de referencia contenido definido de la cantidad (mensurando). Este estándar se puede usar para calibrar
es el Comité Conjunto para un procedimiento de medición de referencia de alto orden (generalmente que involucra
la Trazabilidad en Medicina alguna variante de espectrometría de masas de cromatografía de gases con dilución de
de Laboratorio (JCTLM).1 isótopos), que, a su vez, se puede usar para asignar valores a estándares secundarios en una
El JCTLM clasifica los analitos matriz clínicamente relevante apropiada. En consecuencia, este procedimiento de medición de
como Tipo 1 si son entidades referencia puede usarse para calibrar procedimientos de medición de comparación de fabricantes
químicas únicas y bien definidas de orden inferior, que pueden usarse para asignar valores a calibradores de trabajo en
que tienen la misma estructura procedimientos de campo. Esta secuencia de procedimientos y materiales de referencia se
en el estándar, el calibrante y el conoce como cadena de trazabilidad, y si esta cadena no se rompe, se dice que los resultados
fluido corporal, y el Tipo 2 si finales se pueden rastrear hasta el estándar. (La cadena se rompe si se usa un material no conmutable).
están menos definidos y/o son La organización que mantiene bases de datos de materiales de referencia y procedimientos
heterogéneos. de medición de referencia es el Comité Conjunto para la Trazabilidad en Medicina de
Laboratorio (JCTLM).1 El JCTLM clasifica los analitos como Tipo 1 si son entidades químicas
únicas y bien definidas que tienen la misma estructura en el estándar, el calibrante y el fluido
corporal, y el Tipo 2 si están menos definidos y/o son heterogéneos.
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Apéndice C. (Continuación)
C3 Papel del proveedor de servicios de pruebas de aptitud/evaluación externa de la calidad Los proveedores de
servicios de pruebas de aptitud/evaluación externa de la calidad (PT/EQA) tienen un papel clave en la vigilancia posterior a la
comercialización de la veracidad y comparabilidad del sistema de ensayo. Sin embargo, esta función solo puede ser efectiva si el diseño
del servicio incluye materiales auténticos y intercambiables y ejercicios desafiantes para evaluar características analíticas importantes,
como la especificidad analítica, la recuperación del analito agregado y la linealidad. PT/EQA puede ser más efectivo cuando emplea un
único valor objetivo validado (TV) para la evaluación del desempeño, ya que el uso de TV de grupos pares (media del método) puede
perpetuar las diferencias en los procedimientos de medición.
C4 Tipo 1 Mensurandos
Si el mensurando es una entidad química bien definida, que siempre es idéntica en estructura dondequiera que se encuentre, se pueden diseñar
sistemas de ensayo que brinden resultados independientes del procedimiento de medición que se pueden rastrear a una definición del mesurando
del Sistema Internacional de Unidades (SI). , generalmente incorporado en un estándar primario reconocido internacionalmente. El material cristalino
altamente purificado se puede preparar y pesar en una matriz con una exactitud y precisión óptimas. Las principales incertidumbres involucradas aquí
son las asociadas con la medición de volúmenes y masas, que pueden reducirse al mínimo.
Por lo tanto, para los mensurandos de Tipo 1, el logro de la trazabilidad y la veracidad debería ser un asunto relativamente sencillo donde existen
sistemas de medición de referencia de alto orden. Sin embargo, la trazabilidad y veracidad del resultado final del procedimiento de medición de campo
depende de manera crítica de la especificidad analítica del procedimiento de medición para el mensurando. Cuando la especificidad es inadecuada, no
se puede lograr una calibración precisa, porque el sistema está respondiendo a otras entidades. Incluso si los calibradores utilizados tienen TV
rastreables, si el sistema de detección no es específico, el resultado final no será rastreable.
En una situación ideal, se debería implementar el siguiente procedimiento para todos los mensurandos de Tipo 1:
1. Prepare y asigne el valor a un panel de sueros de pacientes sin procesar, de una sola donación, con una amplia gama de concentraciones de
analitos endógenos, incluidos aquellos alrededor de importantes puntos de decisión clínica. Deben ser preparados y los valores asignados
por el procedimiento de medición de referencia de alto orden establecido realizado por un laboratorio de referencia certificado que sea
miembro de una red de laboratorios de referencia certificados.
2. Almacene las muestras de los paneles en una institución reconocida de materiales de referencia.
– Un ejemplo de este arreglo es el panel de referencia de cortisol elaborado en el United Kingdom National
Servicio Externo de Evaluación de la Calidad de Birmingham, que se encuentra alojado en el Instituto de Materiales y Medidas de
Referencia de Bélgica.3
3. Permitir que los fabricantes utilicen muestras de estos paneles en un ejercicio clásico de muestra dividida en el lanzamiento del procedimiento
y cada vez que realicen revisiones a los calibradores del procedimiento. La pendiente de la línea de regresión y la dispersión sobre la línea y
la intersección proporcionan información valiosa sobre la especificidad analítica, la precisión de la calibración y la seguridad de la línea de
base.
4. Publicar datos en PI y en los sitios web de los fabricantes en forma de gráficos de regresión y diferencia en un acuerdo
formato estándar, para que los usuarios puedan comparar las características de los procedimientos de medición.
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Apéndice C. (Continuación)
Si este programa estuviera implementado, los usuarios del sistema de ensayo tendrían una base de conocimientos segura con la que podrían comparar y
evaluar el rendimiento de PT/EQA de su procedimiento y el de su procedimiento de medición. Los proveedores de PT/EQA pueden usar el mismo sistema
de medición de referencia para asignar televisores a sus materiales para la evaluación del desempeño en lugar de usar medios de grupos de pares, que no
hacen nada para mejorar la comparabilidad. También proporcionaría un fuerte incentivo para que la industria del diagnóstico mejore la veracidad en lugar de
perpetuar una situación insatisfactoria en la que diferentes procedimientos de medición dentro de la misma empresa pueden tener resultados marcadamente
diferentes.
La verificación de la veracidad por parte del usuario para los mensurandos de Tipo 1 requeriría el acceso a los mismos materiales de referencia de
orden superior utilizados por el fabricante. Sin embargo, por razones de costo y conmutabilidad, los laboratorios de rutina normalmente no
comprarían estos materiales de referencia de alto orden. Es posible que tampoco puedan adquirir paneles de referencia como los descritos
anteriormente, porque los volúmenes limitados disponibles requerirían reservarlos para los fabricantes.
Sin embargo, los procedimientos que involucran una variedad de materiales se dan a continuación. También podría ser posible que los laboratorios
realicen ejercicios de recuperación y linealidad si el mensurando puro está disponible y se puede agregar a una matriz similar a la del paciente. Del
mismo modo, se pueden realizar ejercicios de interferencia. Sin embargo, si el proveedor de EQA de un laboratorio realiza regularmente tales ejercicios,
entonces el laboratorio solo necesita participar para obtener información valiosa para evaluar la veracidad.
no es una sola entidad química bien definida, sino que está mal definido y/o es heterogéneo, con diferentes isoformas o fragmentos biológicamente
activos o precursores, entonces la trazabilidad de un resultado a una definición SI de la cantidad es imposible. No se puede afirmar que el mensurando
contenido en un estándar tenga la misma composición que el de un fluido biológico y el sistema de ensayo puede tener una especificidad diferente para
las diferentes formas del mensurando que producen una señal en el sistema de ensayo. Aquí existe una dificultad semántica, ya que se puede usar un
nombre para una medida (p. ej., gonadotropina coriónica humana), lo que da la impresión al usuario de que existe una sola entidad, pero esta práctica es
engañosa.
Está involucrada una familia de moléculas con actividad biológica variable, para las cuales los diferentes sistemas de ensayo normalmente tendrán
una reactividad variable.
Para los mensurandos de Tipo 2, los estándares suelen ser la Preparación de Referencia Biológica Internacional de la Organización Mundial de la Salud
(OMS) o los Estándares Internacionales (IS),4 preparados por el Instituto Nacional de Estándares y Control Biológicos5 en el Reino Unido. Estos
estándares son a veces de una antigüedad considerable y, a menudo, impuros, con televisores que se han establecido a través de un proceso de
consenso de los procedimientos de medición de campo disponibles (que a menudo ya no existen) con especificidad variable. La unidad suele ser arbitraria
(p. ej., U/L, mU/L), aunque ahora existe una tendencia con la llegada de materiales recombinantes y técnicas avanzadas de espectrometría de masas y
análisis de aminoácidos para asignar valores de masa o molares a los materiales más nuevos. Por lo general, no existen procedimientos de medición de
referencia de alto orden y no se puede establecer una cadena de trazabilidad completa.
Para los mensurandos de Tipo 2, el laboratorio usuario puede adquirir muestras del SI de la OMS/ Instituto Nacional de Normas y Controles Biológicos y
utilizarlas como materiales de referencia sujeto a las advertencias anteriores. Sin embargo, si el laboratorio participa en un programa de PT/EQA bien
diseñado que prueba de manera rutinaria y regular la calibración y la especificidad de los procedimientos de campo, es posible que no haya necesidad
de estos ejercicios, a menos que cambios marcados en los resultados indiquen un problema de calidad.
78
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Volumen 34 EP15-A3
Apéndice C. (Continuación)
C6 Conclusión
Cualquiera que sea el tipo de mensurando involucrado, y ya sea que existan o no sistemas de medición de referencia, todas las partes
interesadas deben tratar de colaborar en los esfuerzos para mejorar la veracidad y la comparabilidad. Debería ser inaceptable que los sistemas
de ensayo den resultados marcadamente diferentes para los mensurandos comunes. Las poblaciones altamente móviles y la aparición de los
registros médicos electrónicos requieren estabilidad a largo plazo y comparabilidad de los resultados a lo largo del tiempo y la geografía.
1 BIPM. JCTLM: Comité Mixto de Trazabilidad en Medicina de Laboratorio. http://www.bipm.org/en/committees/jc/ jctlm. Consultado el 15
de agosto de 2014.
2 Parlamento Europeo y el Consejo. Directiva 98/79/CE del Parlamento Europeo y del Consejo de 27 de octubre de 1998 sobre
productos sanitarios para diagnóstico in vitro . http://eur-lex.europa.eu/LexUriServ/LexUriServ. do?
uri=CONSLEG:1998L0079:20120111:EN:PDF. Consultado el 15 de agosto de 2014.
número 12 EP15-A3
El Instituto de Normas Clínicas y de Laboratorio (CLSI) suscribe un enfoque de sistema de gestión de calidad en el desarrollo de
normas y directrices, lo que facilita la gestión de proyectos; define la estructura de un documento a través de una plantilla; y proporciona un
proceso para identificar los documentos necesarios. El enfoque del sistema de gestión de calidad aplica un conjunto básico de "elementos
esenciales del sistema de calidad" (QSE), básicos para cualquier organización, a todas las operaciones en la ruta de flujo de trabajo de cualquier
servicio de atención médica (es decir, aspectos operativos que definen cómo se proporciona un producto o servicio en particular). ). Los QSE
proporcionan el marco para la entrega de cualquier tipo de producto o servicio, sirviendo como guía del gerente. Los QSE son los siguientes:
EP15-A3 aborda el QSE indicado con una "X". Para obtener una descripción de los demás documentos enumerados en la cuadrícula, consulte
la sección Materiales de referencia CLSI relacionados en la página siguiente.
Personal
Equipo
Organización Evaluaciones
administración
Enfoque
cliente
en
el
Instalaciones
Seguridad
y
proceso
Gestión
de
conforme
Evento
no
Documentos
Registros
y continua
Mejora
Inventario
Compras
e
información
Gestión
de
la
X
C24
EP05
EP06
EP09
EP10 EP10
EP14
EP17
EP21
EP28
M29
QMS03
80
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Volumen 34 EP15-A3
EP05-A3 Evaluación de la Precisión de los Procedimientos de Medición Cuantitativa; Guía aprobada—Tercera edición
(2014). Este documento proporciona una guía para evaluar el rendimiento de precisión de los procedimientos de
medición cuantitativa. Está destinado a los fabricantes de procedimientos de medición cuantitativa y a los laboratorios
que desarrollan o modifican dichos procedimientos.
EP09-A3 Comparación de procedimientos de medición y estimación de sesgo utilizando muestras de pacientes; Guía aprobada—
Tercera edición (2013). Este documento aborda el diseño de experimentos de comparación de procedimientos de medición
utilizando muestras de pacientes y las técnicas de análisis de datos posteriores utilizadas para determinar el sesgo entre
dos procedimientos de medición de diagnóstico in vitro .
EP10-A3- Evaluación Preliminar de Procedimientos de Medición de Laboratorio Clínico Cuantitativo; Guía aprobada—Tercera
AMD del rendimiento
edición
de (2014).
un procedimiento
Esta guía proporciona
o dispositivoeldediseño
medición.
experimental y el análisis de datos para la evaluación preliminar de
EP21-A Estimación del Error Analítico Total para Métodos de Laboratorio Clínico; Directriz Aprobada (2003).
Este documento proporciona a los fabricantes y usuarios finales un medio para estimar el error analítico total de un ensayo.
Se incluye un protocolo de recopilación de datos y un método de análisis, que se pueden utilizar para juzgar la aceptabilidad
clínica de nuevos métodos que utilizan muestras de pacientes. Estas herramientas también pueden monitorear el error
analítico total de un ensayo mediante el uso de muestras de control de calidad.
*
Los documentos de CLSI se revisan y revisan continuamente a través del proceso de consenso de CLSI; por lo tanto, los lectores deben referirse a la mayoría
ediciones actuales.
© Instituto
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número 12 EP15-A3
EP28-A3c Definición, Establecimiento y Verificación de Intervalos de Referencia en el Laboratorio Clínico; Guía aprobada—
Tercera edición (2010). Este documento contiene pautas para determinar los valores de referencia y los intervalos de
referencia para las pruebas cuantitativas de laboratorio clínico.
M29-A4 Protección de los trabajadores de laboratorio contra las infecciones adquiridas en el trabajo; Aprobado
Directriz—Cuarta edición (2014). Basado en las regulaciones de los EE. UU., este documento brinda orientación
sobre el riesgo de transmisión de agentes infecciosos por aerosoles, gotitas, sangre y sustancias corporales en un
entorno de laboratorio; precauciones específicas para prevenir la transmisión en el laboratorio de infecciones microbianas
a partir de instrumentos y materiales de laboratorio; y recomendaciones para el manejo de la exposición a agentes
infecciosos.
StatisPro StatisPro™ (2013). Este software de evaluación de métodos rico en características y fácil de usar se puede utilizar para
establecer o verificar las características de desempeño de un método de prueba de laboratorio. Esta sólida herramienta
estadística puede informar sobre la precisión, la linealidad, el sesgo (relacionado con la veracidad), la comparabilidad, los intervalos
de referencia, los límites de detección y los límites de cuantificación según las pautas CLSI más actualizadas.
82
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Abad (IL) Guangzhou Daan Clinical Laboratory Center Co. Ltd (China) Theravance Inc. (CA)
Abbott Point of Care Inc. (Nueva Jersey) Thermo Fisher Scientific (CA)
AdvaMed (DC) Himedia Labs Ltd (India) Thermo Scientific Microbiology Sdn Bhd (Malasia)
Laboratorios ARUP (UT) Hologic, Inc. (MA) Ventana Medical Systems Inc. (AZ)
Astellas Pharma (IL) Icon Laboratories, Inc. (Nueva York) Verinata Health, Inc. (CA)
Productos farmacéuticos de AstraZeneca (MA) Laboratorio de Instrumentación (MA) Laboratorio de Referencia Viracor-IBT (MO)
Astute Medical, Inc. (CA) Investigación farmacéutica de Johnson & Johnson Wellstat Diagnostics, LLC (MD)
Axis-Shield PoC AS (Reino Unido [GB]) & Development, LLC (Nueva Jersey) XDx, Inc. (CA)
Bayer Healthcare, LLC División de diagnóstico (IN) Kaiser Permanente (CA) Zoetis (MI)
BD (Nueva Jersey)
Corporación de laboratorio de América (VA)
Beckman Coulter, Inc. (PA) Laboratorios de vida (MA) Profesiones del cuidado de la salud/Gobierno
Bioanalyse, Ltd. (Turquía) LifeLabs (Canadá) 436 Medical Group - Base de la Fuerza Aérea de Dover (DE)
Biohit Oyj. (Finlandia) Servicios de laboratorio médico de LifeLabs (Canadá) Aberdeen Royal Infirmary (Reino Unido [GB])
Laboratorios Bio-Rad, Inc. (CA) Melinta Therapeutics, Inc. (CT) Academisch Ziekenhuis-VUB (Bélgica)
Canon US Life Sciences, Inc. (MD) Merck & Company, Inc. (Nueva Jersey) Laboratorios ACL (WI)
Cempra Pharmaceuticals, Inc. (NC) Merial Limited y Newport Laboratories (MO) Laboratorios ACL (IL)
Abbott Point of Care Inc. (Nueva Jersey) Myraqa, Inc. (CA) Servicios de laboratorio avanzados (PA)
Accelerate Diagnostics Inc. (AZ) Corporación Nihon Kohden (Japón) Laboratorio afiliado, Inc. (ME)
AdvaMed (DC) Nissui Pharmaceutical Co., Ltd. (Japón) AHS Morristown (Nueva Jersey)
Centro médico regional ARH (KY) Corporación Biomédica Nova (MA) Hospital de niños de Akron (OH)
Laboratorios ARUP (UT) NovaBiotics (Reino Unido [GB]) Centro médico general de Akron (OH)
Institutos Novartis para la Investigación Hospital Al Noor (Emiratos Árabes Unidos)
Astellas Pharma (IL)
Biomédica (CA) Hospital Al Rahba (Emiratos Árabes Unidos)
Productos farmacéuticos de AstraZeneca (MA)
Ortho-Clinical Diagnostics, Inc. (Nueva York) Centro Médico del Condado de Alameda (CA)
Astute Medical, Inc. (CA)
Oxirasa, Inc. (OH) Centro Médico Nativo de Alaska (AK)
Axis-Shield PoC AS (Reino Unido [GB])
Laboratorio de Patología PathCare (Sudáfrica) Hospital Regional de Alaska (AK)
Bayer Healthcare, LLC División de diagnóstico (KS)
PerkinElmer (Finlandia) Hospital del Centro Médico de Albany (Nueva York)
BD (Nueva Jersey)
Sociedad Americana de Técnicos en Hospital del Área de la Bahía (Oregón) Salud Animal (Canadá)
Flebotomía (SC) Centro médico de la bahía (FL) Sociedad Canadiense de Laboratorio Médico
Anderson Cancer Center (TX) Centro médico regional de Capital Health (Nueva Jersey)
Sistema de atención médica de Baylor (TX)
Hospital Infantil Ann & Robert H. Lurie de Chicago (IL) Centro Médico de la Región Capital (MO)
Centro médico de Baystate (MA)
Care Medics (Canadá)
BBAG Ve U. AS., Laboratorios Duzen (Turquía)
Centro Médico Anne Arundel (MD) Hospital Fundación Carle (IL)
Centro BC para el Control de Enfermedades (Canadá)
Hospital General Anson (Canadá) Laboratorio de referencia de Beaver Dam (WI) Sistema de Salud de las Carolinas (NC)
Sistema Regional de Salud de los Apalaches (NC) Hospital Conmemorativo de Berlín (WI) Sistema Hospitalario de las Carolinas (SC)
Laboratorio de Salud del Estado de Arizona (AZ) Centro Médico Beth Israel Deaconess (MA) Hospital General de Carteret (NC)
Hospital de Niños de Arkansas (AR) Centro médico Beth Israel (Nueva York) Centro Médico Cary (ME)
Centro de Vigilancia Sanitaria de las Fuerzas Armadas Centro Médico Castle (HI)
Hospital Bethesda Memorial (Florida)
(AFHSC) (MD) Sistema de Salud Católico-Hospital de las Hermanas de
Clínica de facturación (MT)
Centro médico regional Arrowhead (CA) la Caridad (NY)
Laboratorios de Bio-Referencia (NJ)
Centro Médico Asan (Corea, República de) Centro Médico Católico (NH)
Instituto de Biodiseño en ASU (AZ)
Sistema de Salud Asante (OR) Centro médico Cayuga en Ithaca (Nueva York)
Biothera, La Compañía de Salud Inmune (MN)
Regional de Asia Pacífico - FHI360 (Tailandia) CD Diagnostics, Inc. (PA)
Hospital del Valle de Blanchard (OH)
Asiri Group of Hospitals Ltd. (Sri Lanka) Centro médico Cedars-Sinai (CA)
Hospital conmemorativo de Blount (TN)
ASPETAR (Hospital de Ortopedia y Medicina Centro Médico Cedimat (FL)
Sistema de Salud Blue Mountain (PA)
Deportiva de Qatar) (Qatar) Centro de Educación en Flebotomía (IN)
Socios de salud de Bon Secours (VA)
Hospital Aspirus Wausau (WI) Centros para el Control de Enfermedades y
Hospital Bon Secours (Irlanda)
Associacao Das Pioneiras Sociais (Brasil) Prevención (AG)
Laboratorios de Patología Boyce & Bynum (MO)
Asociación de Laboratorios de Salud Pública (MD) Centros de Medicare y Medicaid
Laboratorio de diaconisas de Bozeman (MT)
Laboratorios de diagnóstico del Atlántico (PA) Servicios (MD)
Hospital de rehabilitación de Braintree (MA)
Centro Médico Regional Atlanticare (NJ) Hospital Bautista Central (KY)
Brant Community Healthcare System/Brant General
Centro Médico Atrium (OH) Centro Regional de Salud de Terranova
Hospital (Canadá)
Centro (Canadá)
Salud de Augusta (VA)
Sistema Regional de Salud de Brazosport (TX)
Hospital Aultman (OH) Médicos de atención primaria (OH) del centro de Ohio
Centro Veterinario Breathitt, Universidad Estatal de
Médico de Aultman North Canton Laboratorio de la Alianza Central de Pensilvania (PA)
Murray (KY)
Fundación (OH) Hospital Central de Washington (WA)
Hospital de Bridgeport (CT)
Hospital Estatal de Austin (Texas) Centre Hospitalier Anna-Laberge (Canadá)
Hospital de Brístol (CT)
Laboratorio Avera McKennan (SD) Centre Hospitalier Lyon SUD (Francia)
Instituto de Columbia Británica de
Hospital AZ Sint-Lucas (Bélgica) Ceylon Hospitals Limited (Sri Lanka)
Tecnología (Canadá)
Azienda Ospedale Di Lecco (Italia) Hospital Regional de Chaleur (Canadá)
Hospital General de Brockville (Canadá)
Biomarcadores de Banyan (CA) Hospital de Chambersburg (PA)
Hospital Metodista de Bronson (MI)
Centro Médico de Salud Bautista (FL) Hospital de médicos de Champlain Valley (Nueva York)
Centro médico general de Broward (FL)
Sistema de Salud Bautista (TX) Hospital General de Chesapeake (VA)
Centro médico regional de Brownwood (TX)
Laboratorio del Hospital Bautista (FL) Hospital del condado de Chester (PA)
Centro Médico Bryan (NE)
Hospital Bautista de Miami (FL) Soluciones Chi, Inc. (MI)
Sistema de salud BSA (TX)
Corporación de Atención de la Salud Baptist Memorial - Cuidado de la salud infantil de Atlanta (GA)
Laboratorio Provincial de Cadham-MB
Obras Laboratorios Hospitalarios (TN) Salud (Canadá) Hospital de Niños (AL)
Hospital judío Barnes (VT) Centro médico del Pacífico de California (CA) Hospital y centro médico de niños (NE)
Bassett Healthcare (Nueva York) Children's Hospital & Research Center en Oakland
Alianza de salud de Cambridge (MA)
General de Baton Rouge (LA) (CA)
Campbellford Memorial Hospital (Canadá)
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Hospital de Niños de California Central (CA) Centro Médico Regional de Contra Costa (CA) Centro médico regional del este de Georgia (GA)
Hospital de Niños de Filadelfia (PA) Centro médico infantil de Cook (TX) Centro Médico Regional del Este de Houston (TX)
Hospitales y Clínicas Infantiles (MN) Hospital Universitario Cooper (Nueva Jersey) Centro Médico del Este de Texas (ETMC)
Centro médico infantil (TX) Junta de salud del distrito de Manukau de los condados, Henderson (Texas)
Childrens Hospital - Kings Daughters (VA) Middlemore Hospital (Nueva Zelanda) Centro Médico del Este de Texas-Pittsburg (TX)
Children's Hospital Los Ángeles (CA) Centro Médico Convenio (TX) Centro médico del este de Texas - Tyler (TX)
Hospital Infantil de Wisconsin (WI) Centro médico Crozer-Chester (PA) Patología de la Salud del Este (Australia)
Centro Médico Chino Valley (CA) CSSS Papineau/Hopital de Papineau (Canadá) Asociación de Laboratorios Regionales del Este
CHU-St. Justine (Canadá) Hospital General de Curry (Oregón) Hospital de Easton (PA)
Hospital General Cibola (NM) Asociación de Hospitales Dameron (CA) Hospital de Edgerton y Servicios de Salud (WI)
Centro Médico del Hospital Infantil de Cincinnati Danat Al Emarat, Hospital de Mujeres y Niños Colegio Comunitario de Edmonds (WA)
Hospital Conmemorativo de los Ciudadanos (MO) Biblioteca de Salud de Darwin, NT Departamento de Hospital de Effingham (GA)
Salud (Australia) Laboratorio del Hospital Emerson (MA)
Centro Médico Nacional de la Ciudad de la Esperanza (CA)
Hospital Comunitario de Daviess (IN) Hospital de la Universidad de Emory (GA)
Departamento de Salud de la Ciudad de Milwaukee (WI)
Clínica Cleveland (OH) Centro médico infantil de Dayton (OH) Hospital Comunitario de Ephrata (PA)
Hospital Clifton Fine (Nueva York) Laboratorio del Hospital Deaconess (IN) Corporación del Centro Médico del Condado de Erie (NY)
Centro Médico Dean (WI) Sistemas de salud de Erlanger (TN)
Clínica Hospital San Fernando (Panamá)
Hospital Clínico Merkur (Croacia/Hrvatska) Centro médico/laboratorio regional de Delano ESCMID (Suiza)
(CA)
CLMA (Illinois) Hospital de la Comunidad Evangélica (PA)
Laboratorio de Salud Pública de Delaware (DE) Excela Salud Latrobe Hospital (PA)
COLA (DM)
Hospital Comunitario de Delnor (IL) Centro Médico Luterano Exempla (CO)
Colegio de Patólogos Americanos (IL)
Centro Médico de Salud de Denver (CO)
Colegio de Médicos y Cirujanos de Departamento de Salud del Condado de Fairfax (VA)
Colegio del Atlántico Norte (Canadá) Centro de Diagnóstico de Población y Salud Animal (MI)
Centro Médico Federal Lexington (KY)
Facultad de Medicina Veterinaria, Auburn Centro Médico Regional Firelands (OH)
Universidad (AL) Medicina de laboratorio de diagnóstico, Inc. (MA)
Hospital Fisher-Titus Memorial (OH)
General y Marina de Collingwood Servicios de laboratorio de diagnóstico, Inc. (HI)
Atención médica de Fletcher Allen (VT)
Hospital (Canadá) Servicios de medicina diagnóstica (Islandia)
Fleury SA (Brasil)
Universidad Estatal de Colorado (CO) Servicios de Diagnóstico de Manitoba (Canadá)
Hospital Floyd Memorial (IN)
Hospital Conmemorativo de Columbia (Nueva York) Dialysis Clinic, Inc. Laboratorio (TN)
Hospital General de Forrest (MS)
Hospital Conmemorativo de Columbia (Oregón) Dimensiones del sistema de salud Prince George's
Hospital indio Fort Defiance (AZ)
Mancomunidad de Kentucky (KY) Hospital Center (MD)
Franklin Memorial Hospital (ME)
Estado de Virginia (DCLS) (VA) Laboratorios Universitarios DMC (MI)
Centro médico y hospital comunitario de Fresno (CA)
Colegio Comunitario de Rhode Island-Flanagan Docro, Inc. (CT)
Inmunología (DGAKI) (Alemania) Hospital Hill Country Memorial (Texas) Servicios de laboratorio de atención médica de Intermountain (UT)
Centro Médico del Hospital Buen Samaritano (Nueva York) Asociados de gestión de salud internacional,
Hospital y Centro Médico Holy Redeemer (PA)
Inc. (IL)
Grana SA (TX)
Hospital Espíritu Santo (PA)
Hospital Iredell Memorial (Carolina del Norte)
Hospital Grand River (Canadá)
Sistema de Salud Holzer (OH)
Sociedad Italiana de Bioquímica Clínica y Biología
Hospital comunitario de Grays Harbor (WA)
Comisión de Innovación y Tecnología del Servicio de
Molecular Clínica (Italia)
Centro Regional de las Grandes Llanuras. centro (NORDESTE) Acreditación de Hong Kong (Hong Kong)
IU Health Bedford, Inc. (IN)
Pediatría de Greater Lowell (MA) Sanatorio y Hospital de Hong Kong (Hong
Hospital Conmemorativo del Condado de Jackson (OK)
Centro Regional de Salud Gray Bruce (Canadá) Kong)
Sistema de salud de Jackson (FL)
Cooperativa de salud grupal (WA) Hospital Charles Lemoyne (Canadá)
Hospital y Clínica Jackson, Inc. (AL)
Centro médico de Grove City (PA) Hospital Cité de La Sante De Laval (Canadá)
Centro médico de compra de Jackson (KY)
Hospital General de Guelph (Canadá) Hospital de Granby-CSSS Haute Yamaska
(Canadá) Jameson Memorial Hospital (Pensilvania)
Hospital del Valle de Gunnison (CO)
Hospital Jefferson Memorial (Virginia Occidental)
Laboratorios de la Clínica Guthrie (PA) Hôpital du Haut-Richelieu (Canadá)
Hospital Santa Cabrini Ospedale (Canadá) Hospital Jennings de la Legión Americana (LA)
Halton Healthcare Services (Canadá)
Horizon Health Network (Canadá) Jessa Ziekenhuis VZW (Bélgica)
Hamad Medical Corp-DLMP LAB QM (Catar)
Hospital John D. Archbold (GA)
Programa de Medicina de Laboratorio Regional de Hospital Albert Einstein (Brasil)
Hospital Italiano Laboratorio Central Centro Médico John F. Kennedy (Nueva Jersey)
Hamilton - St. Joseph's (Canadá)
(Argentina) Hospital John H. Stroger, Jr. del condado de Cook (IL)
Hospital Regional Hannibal (MO)
Hospital Sacre-Coeur de Montreal (Canadá) Instituciones médicas Johns Hopkins (MD)
Hospital General de Hannover (PA)
Hospital Memorial Hardin (KY) Biblioteca del Hospital Hotel Dieu Grace (Canadá) Hospital del centro médico de la ciudad de Johnson (TN)
Centro Médico Hunterdon (Nueva Jersey) Jones Memorial Hospital (Nueva York)
Hospital Metodista Harris HEB (TX)
Centro de Salud Comunitario del Valle del Jordán (MO)
Harris Methodist Hospital Suroeste (TX) Hospital Huntington Memorial (California)
Red de Salud JPS (TX)
Hospital de Hartford (CT) Hospital Conmemorativo de Huntsville (TX)
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River (Canadá) Sociedad Lituana de Medicina de Laboratorio Centro de Salud de la Universidad McGill (Canadá)
Junta de Técnicos y Tecnólogos de Laboratorio Médico (Lituania) Atención médica de MCN (CO)
de Kenia (KMLTTB) Hospital de la Pequeña Compañía de María (IL) Laboratorios MD Tox (CA)
Kindred Healthcare (KY) Cuidado de la salud regional de Littleton (NH) Centro médico regional de Meadows (GA)
Hospital Rey Abdulaziz (Arabia Saudita) Salud de Lodi (CA) Laboratorio de servicios de salud médica (PA)
King Fahad Specialist Hospital-Dammam, KSA (Arabia Centro Médico de la Universidad de Loma Linda Médico Microbiólogo (Canadá)
Saudita) (LLUMC) (CA)
Media Lab, Inc. (GA)
Centro de Investigación y Hospital Especializado Rey Centro de Ciencias de la Salud de Londres (Canadá)
Hospital del centro médico (TX)
Faisal (Arabia Saudita)
Centro médico conmemorativo de Long Beach
Centro Médico de Georgia Central (GA)
Centro Oncológico Rey Hussein (Jordania) LBMMC (CA)
Centro Médico Ljubljana (Eslovenia)
Hospital General de Kingston (Canadá) Centro Médico Judío de Long Island (Nueva York)
Facultad de Medicina del Hospital de Virginia (VA)
Hospital de Mujeres y Niños KK (Singapur) Hospital Unido de Longmont (CO)
Autoridad del Hospital Universitario Médico (SC)
Centro de Control del Cáncer de Kuwait (Kuwait) Oficina de Salud Pública de Luisiana
Consultores médicos, de laboratorio y
Hospital Infantil La Rábida (IL) Laboratorio (LA)
tecnología, LLC (DC)
Lab Médico Santa Luzia LTDA (Brasil) Centro Médico de la Universidad Estatal de Luisiana. (LA)
Medlab Ghana Ltd. (Ghana)
LABIN (Costa Rica) Laboratorios de Lower Mainland (Canadá)
Sistema de Salud Conmemorativo (CO)
Labor Stein + Kollegen (Alemania) Centro Médico de la Universidad de Loyola (IL)
Sistema de atención médica Memorial Hermann (TX)
Laboratoire National de Sante Publique (Haití) Corporación Luminex (WI)
Memorial Hospital (Pensilvania)
Laboratorio Buenso Arias (Honduras) Hospital Luterano de Indiana Inc. (IN)
Memorial Hospital del Condado de Texas (OK)
Laboratorio Clínico Amadita P. de Gonzales General de Lynchburg (VA)
Hospital Memorial de Union City (OH)
SA (RD) Hospital General Lyndon B. Johnson (Texas)
Centro médico conmemorativo (IL)
Laboratorio de Referencia (FL) MA Departamento de Laboratorios de Salud Pública (MA)
Hospital regional conmemorativo (FL)
Laboratorio Médico De Referencia (Colombia) Mackenzie Health (Canadá)
Centro de Cáncer Memorial Sloan Kettering (Nueva York)
Alianza de Laboratorios del Centro de Nueva York (NY) Centro Regional de Salud Magnolia (MS)
Hospital General Menonita (PR)
Laboratorio de Microbiología Médica y Enfermedades Main Line Clinical Laboratories, Inc. Hospital Lankenau (PA)
Misericordia Franciscana Mt. Airy (OH)
Infecciosas (Países Bajos)
Hospital de la Misericordia (MN)
Laboratorio Medicina Dalarna (Suecia) Laboratorio del Hospital Mammoth (CA)
Hospital de la Misericordia (IA)
Laboratorio de Biología Clínica Ziekenhuis Oost Limburg Hospital Comunitario Margaret Mary (IN)
Hospital de la Misericordia de las Hermanas Franciscanas (IA)
(ZOL) (Bélgica)
Hospital Margaret R. Pardee Memorial (Carolina del Norte)
LabPlus Junta de Salud del Distrito de Auckland Mercy Hospital de Tiffin (OH)
Centro Médico Maria Parham (NC)
(Nueva Zelanda) Mercy Hospital St. Louis (MO)
Mariaziekenhuis vzw (Bélgica)
Salud de Labrador Grenfell (Canadá) Laboratorios Integrados Mercy / Mercy St.
Departamento de Salud Pública del Condado de Marion (IN)
Vicente (OH)
Centro Médico LAC/USC (CA)
Centro Médico Marshall Sur (AL)
Centro Médico Mercy (CA)
Centro médico general de Lafayette (LA)
Clínica Marshfield (WI)
Centro Médico Mercy (MD)
Hospital y Centro Médico Lahey (MA)
Hospital Martha Jefferson (VA)
Centro Médico Mercy (IA)
Hospital Lake Charles Memorial (LA)
Hospital Martha's Vineyard (MA)
Centro Médico Mercy (OH)
Laboratorios regionales de Lakeland (MI)
Martin Luther King, Jr./Drew Medical Center (CA)
Centro Médico Regional Mercy (OH)
Centro médico regional de Lakeland (FL)
Laboratorio Médico Meritus (MD)
Lamb Healthcare Center (TX)
Sistemas de salud Martin Memorial (FL)
Centro Médico Metodista de Dallas (TX)
Hospital General de Lancaster (PA)
Hospital Mary Black Memorial (SC)
Atención médica metodista (TN)
Servicios de salud de Lanier (AL)
Centro Médico Mary Greeley (IA)
Hospital Metodista (TX)
Hospitales Lawrence y Memorial (CT)
Hospital Memorial Mary Hitchcock (NH)
Patología del Hospital Metodista (NE)
Hospital de niños LeBonheur (TN)
Hospital Mary Washington (VA)
Hospital Metodista de Sugarland (TX)
Servicios de laboratorio heredados (OR) Hospital General de Massachusetts (MA)
Centro Médico MetroHealth (OH)
Centro médico de la Universidad de Leiden
Mater Health Services - Patología (Australia)
(Países Bajos) Laboratorio Médico Metropolitano (IL)
Hospital Regional de Maury (TN)
Centro Médico Lewis-Gale (VA) Departamento de Salud Comunitaria de Michigan
Clínica Mayo (MN)
(MI)
Hospital LewisGale Montgomery (VA)
Centro médico de McAllen (TX)
Investigación microbiana, Inc. (CO)
Centro médico de Lexington (SC)
Hospital McCullough-Hyde Memorial (OH)
Laboratorios MicroPath. (FLORIDA)
Lamiendo Memorial Hospital (OH)
Hospital General de Middelheim (Bélgica) Sociedad Nacional de Histotecnología, Inc. (MD) Sistema de Salud del Noreste de Georgia (GA)
Hospital Universitario Nacional (Singapur) Pte Ltd (Singapur) Hospital del lado norte (GA)
Hospital Midland Memorial (Texas)
Centro Médico Regional del Medio Oeste (IL) Centro Médico Northside (OH)
Universidad Nacional de Irlanda, Galway (NUIG)
Centro médico Mile Bluff/Hess Memorial Hospital de Northumberland Hills (Canadá)
(Irlanda)
Hospital (WI) Asociados de Patología del Noroeste de Arkansas (AR)
Instituto Veterinario Nacional (Suecia)
Hospital Regional de Milford (MA) Norton Healthcare (KY)
Hospital Nacional de Niños (OH)
Comunidad y técnica de Minneapolis Asociación de Laboratorio Clínico de Nueva Escocia
Hospital Naval Lemoore (CA)
Universidad (MN) Gerentes (Canadá)
NB Departamento de Salud (Canadá)
Investigación médica de Minneapolis Colegio Comunitario de Nueva Escocia (Canadá)
Fundación (MN) Línea de laboratorio de Nebraska (NE)
Patología de la salud de NSW (Australia)
Departamento de Salud de Minnesota (MN) Netlab SA (Ecuador)
Patología de la salud de Nueva Gales del Sur, suroeste de Sídney
Diagnósticos de MiraVista (IN) Colegio Comunitario de New Brunswick (Canadá) Servicio de Patología (Australia)
Laboratorio de hospitales de la misión (NC) Laboratorio Veterinario Provincial de New Brunswick NTD Laboratories Inc (Nueva York)
(Canadá)
Centro Médico Bautista de Mississippi (MS) Laboratorio de médicos del noroeste (WA)
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Palmetto Salud Bautista Easley (SC) Hospital Príncipe de Gales (Hong Kong) Facultad de Medicina Veterinaria de la Universidad de Ross
Fundación Médica de Palo Alto (CA) Hospital Princesa Margarita (Hong Kong) (San Cristóbal y Nieves)
Hospital Metodista Park Nicollet (MN) Proasecal LTD (Colombia) Instituto del Cáncer de Roswell Park (Nueva York)
Centro médico adventista de Parkview (ME) Laboratorio ProMedica Hospital de Toledo (OH) Hospital Real de Hobart (Australia)
Laboratorios de salud de Parkview (IN) Centro médico Providence Alaska (AK) Hospital Real Victoria (Canadá)
Centro Médico Parkwest (TN) Centro médico de Providence Everett (WA) Centro Médico Rush Copley (IL)
Centro Médico Parrish (FL) Servicios de Salud de Providence, Laboratorio Sistemas de Salud Rush (MS)
Hospital Queen Elizabeth (Canadá) Hospital y Centro Médico Saint Francis (CT)
Centro Médico Regional Península (MD)
Hospital Reina Isabel (China) Centro médico de San Francisco (IL)
Centro médico Penn State Hershey (PA)
Servicios de Patología Sanitaria de Queensland Centro médico regional de Saint Mary (NV)
Departamento de Salud de Pensilvania (PA)
(Australia) Hospital de Salem (OR)
Hospital de Pensilvania (PA)
Quest - Una sociedad para el apoyo y la rehabilitación Universidad de Salisbury (MD)
Grupo de patología de Peoria Tazewell, PC (IL)
de adultos (Canadá) Laboratorio Médico Samkwang (Corea, República
Plan de Emergencia del Presidente de PEPFAR para el
Quinte Healthcare Corporation - Belleville General de)
Alivio del SIDA: PEPFAR Nigeria: Consejo de Ciencias
(Canadá) Centro médico regional de Sampson (NC)
de Laboratorio Médico de Nigeria Plan de Emergencia del
Quintiles Laboratories, Ltd. (Reino Unido [GB]) Samsung Medical Center (Corea, República de)
Presidente de PEPFAR para el SIDA
Alivio: PEPFAR Tanzania: Centros para Enfermedades Centro médico comunitario de San Angelo (TX)
Control y Prevención - Tanzania Hospital Ramathibodi (Tailandia)
Hospital General de San Francisco-Universidad de California
Plan de Emergencia del Presidente del PEPFAR para el Sida Range Regional Health Services (Fairview Range) (MN) San Francisco (CA)
Alivio: PEPFAR Tanzania: Ministerio de Salud y Bienestar Universidad Estatal de San José (CA)
Social - Tanzania Centro médico regional de Rapides (LA)
Grupo Médico Regional de San Juan (NM)
Plan de Emergencia del Presidente del PEPFAR para el Sida Programas de Garantía de Calidad RCPA Pty Limited Salud de Sanford (ND)
Alivio: PEPFAR Zambia: Centros para la Enfermedad (Australia)
Centro médico USD de Sanford (SD)
Control y Prevención - Zambia
Hospital Comunitario de Redlands (CA)
Sistemas de Salud y Hospitales del Valle de
Plan de Emergencia del Presidente del PEPFAR para el Sida Región Sanitaria Regina Qu'Appelle (Canadá)
Santa Clara (CA)
Alivio: PEPFAR Zambia: Ministerio de Salud -
Laboratorio Regional de Salud Pública Hospital Conmemorativo de Sarasota (FL)
Zambia
(Países Bajos)
Hospital de Saratoga (Nueva York)
Ciencias de la salud de PerkinElmer, Inc. (SC)
Laboratorio médico regional, Inc. (OK)
SARL Laboratoire Caron (Francia)
Centro Regional de Salud de Peterborough
Rehoboth McKinley Christian Health Care Services (NM)
Laboratorio de Control de Enfermedades de Saskatchewan
(Canadá)
(Canadá)
Proyecto PHIA, NER (CO)
Centro médico regional de renombre (NV)
Región de salud de Saskatoon (Canadá)
Especialistas en capacitación en flebotomía (CA) Instituto de Investigaciones de Medicina Tropical
Saudi Aramco Médico (TX)
Hospital de niños de Phoenix (AZ) (Filipinas)
SC Departamento de Salud y Control Ambiental (SC)
Hospital de Phoenixville (PA) Hospital de Rhode Island (RI)
Hospital indio PHS (MN) Hospital Memorial de Arroz (MN)
Centro Médico Regional Schneider (Islas Vírgenes [EE.
Servicios de laboratorio de elección de médicos (NC) Centro Médico Ridgeview (MN) UU.])
Laboratorio de médicos y SouthEast Community Hospital Comunitario de Riverside (CA)
Instituto Científico de Salud Pública (Bélgica)
College (NE)
Sistema de salud de Riverside (VA) Hospital Scott & White Memorial (Texas)
Laboratorio preferido por los médicos (TX) Centro médico de Riverside (IL)
Salud de Scripps (CA)
Laboratorio de Salud Pública del Condado de Placer (CA)
Hospital Universitario Robert Wood Johnson (Nueva Jersey)
Scuola Di Specializzaaione- Universidad Milano Bicocca (Italia)
Centro Médico Portneuf (ID)
Hospital Universitario Robert Wood Johnson
Hospital del valle de Poudre (CO) Carretera (Nueva Jersey)
Alianza para el Cuidado del Cáncer de Seattle (WA)
Hospital Prairie Lakes (SD) Hospital General de Rochester (Nueva York)
Hospital Infantil de Seattle/Hospital Infantil y Centro Médico
Presbiteriano/St. Centro médico de Luke (CO) Centro Médico Roger Williams (RI) Regional (WA)
Sentinel CH SpA (Italia) Hospital St. Anthony Shawnee (OK) Hospital Santa Rosa (CA)
Hospital de la Universidad Nacional de Seúl (Corea, San Antonio Ziekenhuis (Países Bajos) Hospital parroquial de St. Tammany (LA)
República de) Centro Médico St. Barnabas (NJ) Hospital Santo Tomás (TN)
Red de atención médica de Seton (TX) Hospital St. Clair (Pensilvania) Hospital General St. Thomas-Elgin (Canadá)
Centro Médico Seton (CA) Centro médico de St. David (TX) Centro médico de St. Vincent (FL)
Shands Jacksonville (FL) Hospital St. David's South Austin (TX) Autoridad Territorial de Salud de Stanton (Canadá)
Centro de Shanghai para Laboratorio Clínico (China) Hospital Comunitario de St. Elizabeth (CA) Laboratorio Veterinario Stat (CA)
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El Hospital para Niños Enfermos (Canadá) Universidad de Guadalajara (México) Centro Médico Southwestern de la Universidad de Texas
La Sociedad Coreana de Medicina de Laboratorio (República Universitair Ziekenhuis Antwerpen (Bélgica) (TX)
de Corea) University College Hospital (Irlanda) Hospital y Clínicas de la Universidad de Utah (UT)
Instituto Michener de Ciencias Aplicadas de la Salud Hospital General Universitario (TX) Centro Médico de la Universidad de Virginia (VA)
(Canadá) Centro Médico de la Universidad de Washington (WA)
Red de Salud Universitaria (Canadá)
El Hospital Naval de Jacksonville (FL) Salud de la Universidad de Wisconsin (WI)
Hospital Universitario (TX)
El Centro Médico de Nebraska (NE) UPMC Bedford Memorial (Pensilvania)
Centro hospitalario universitario de Sherbrooke
El Instituto Noruego de Ciencias Biomédicas (Noruega) (CHUS) (Canadá) Hospital Uvalde Memorial (TX)
Centro Médico de la Universidad de Rochester (Nueva York) Centro Médico Regional del Oeste de Maryland
Hospital Cristiano Unido (Hong Kong)
(MD)
Laboratorios Clínicos Unidos (IA) Medicina de la Universidad del Sur de Alabama
Centro (AL) Centro Médico del Oeste de Missouri (MO)
Hospital de Servicios de Salud Unidos/Wilson
Universidad de Tasmania (Australia) Hospital de la Reserva Occidental (OH)
Laboratorio hospitalario (Nueva York)
Centro de Salud de la Universidad de Texas (Tyler) (TX) Hospital estatal occidental (VA)
Centro Médico United Memorial (Nueva York)
Centro de Salud William Osler (Canadá) Elizabeth Brown (Pensilvania) Dr. William Fales (MO)
Centro Médico Williamson (TN) Steven Brown (Oregón) Pilar Fernández-Calle (España)
Hospital de Winchester (Massachusetts) Carey-Ann Burnham (MO) Leah Ferrier (MT)
Winter Haven Hospital, Inc. (Florida) Karen Bush (IN) Sra. Sue Forrest (Australia)
Laboratorio de Higiene del Estado de Wisconsin (WI) Donald R. Callihan (MD) Marcia Foxworthy (AL)
Hospital de Mujeres e Infantes (RI) Rebecca Cameron (MS) Dr. Timothy S. Frana DVM, MS, MPH, PhD (IA)
Hospital de Mujeres y Niños (LA) Sra. Natalie Campbell RT (Canadá) Dr. Jeff Fuller PhD, FCCM, ABMM (Canadá)
Centro de Salud de Woodside (Canadá) Sheldon Campbell (CT) Mary Lou Gantzer (DE)
Organización Mundial de la Salud (Suiza) Alan T. Cariski (CA) Dr. Valerio M. Genta MD (VA)
WuXi AppTec Co., Ltd. (China) A. Bjoern Carle (ME) Karima Ghazzaly (Texas)
Centro médico Wyckoff Heights (Nueva York) Dra. María Paz Carlos DVM, PhD, MBA (MD) Marc Goldford (IN)
Hospital Yale New Haven (CT) Eileen Carreiro-Lewandowski (MA) Merran Govendir (Australia)
Servicios Generales de Salud de York (NE) Dra. Alexis Carter MD, FCAP, FASCP (GA) Tanya Graham (SD)
Hospital de York (PA) Dr. José B. Casals (Dinamarca) Neil Greenberg (Nueva York)
Hospital Regional Yukon-Kuskokwim Delta Ning Cegielski (WA) Ann M. Gronowski (MO)
(AK) Emily Chang (VA) Jason Gruver (IA)
Centro Médico Regional de Yuma (AZ) Mintrude Charles-Young (Canadá) Dr. Tibor Gyorfi (GA)
Denise Chorley (CA) John F. Halsey (SC)
Individuos W. Gregory Cooper, LLC (TX) Dr. W. Harry Hannon Doctorado (GA)
Mohamed O Abdelhalim (Omán) William A. Coughlin (VT) Syed N Hassan (Nueva York)
Franklin Adkinson (MD) Pauline Cyr (Canadá) Alandria Hatcher (TX)
Park Ae Ja (Corea, República de) Redintor Dagos (Filipinas) POR Hsieh (Taiwán)
Shana Ahmad (Nueva York) Dr. Jeff Dahlen Doctorado (CA) Po-Ren Hsueh (Taiwán)
Fayha Ahmed (Reino Unido [GB]) Imelda Daniel (California) Sr. Darren C. Hudach (OH)
Lawal Akeem (Nigeria) Saffiatou Darboe (Gambia) Doreene Hyatt (CO)
Evelyn W. Akers (Nueva York) Sra. Arlene Darmanie MS (Trinidad y Tabago) Anne Igbokwe (CA)
Ahmed M. Albarrag (Arabia Saudita) Lugard Igharo (TX)
Erika B Ammirati (CA) Dr. Trivikram Dasu PhD (WI)
Cathy Trumel (Francia)
Mohamed Attaelmannan (MA) Sra. Diana R. DeHoyos MS, MT (ASCP) (TX) TS Isbell (MO)
Chris agosto (CT) Dra. María del Pilar Aguinaga PhD, Dra. Megan E. Jacob PhD (NC)
Ahmed M Azaybi (Arabia Saudita) CLDir(NCA) (TN)
Ellis Jacobs (Nueva Jersey)
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Sr. Klaus M. Kjoller MSc (Dinamarca) Melanie O'Keefe (Australia) Paul D Stamper (MD)
Denise Kramer (OH) Joseph Oduor Ochieng (Kenia) Jennifer Strom (Texas)
Teresa Kraus (OK) Olajumoke Oladipo (Nueva York) Ara Tahmassian (MA)
Sr. Narayan Krishnaswami MS, MBA (MO) Sr. Gregory Olsen (NE) Len Tanaka (Hola)
Martin Kroll (Nueva Jersey) Sra. Margaret Ordóñez Smith de Danies José Eduardo Mucito Varela (México)
Kristi Kuper (Texas) Sr. Jan Ostrup (Finlandia) Suresh H Vazirani (India)
Dr. Patrick B. Kyle Doctorado (MS) Dra. Elizabeth Palavecino MD (NC) Ryan A. Vicente (Qatar)
Giancarlo la Marca (Italia) Dr. Mark G. Papich DVM, MS (NC) Lenín Villalta (Ecuador)
Profesora Szu-Hee Lee MD, PhD (Australia) Dra. Deborah Payne PhD (CO) Dr. Hui Wang PhD (China)
Dr. Thomas J. Lenk Doctorado (CA) AK Peer (Sudáfrica) Peter Warn (Reino Unido [GB])
Sarah B Leppanen (CA) Armando Pérez-Cardona (FL) Sr. Niels Wartenberg (MN)
Andrew Leung (California) David S. Perlin (Nueva Jersey) Markita Weaver (MA)
Jacob B Levine (Nueva Jersey) Linda Perryman (Georgia) Sr. Marlon A. Webb (MD)
Ernst Lindhout (Países Bajos) Philip A. Poston, PhD (VA) Alice S. Weissfeld (TX)
Kristian Linnet (Dinamarca) Dra. Mair Powell MD, FRCP, FRCPath (Estados Unidos Gary Wells (Texas)
Reino [GB]) Eric Whitters (PA)
Yuqing Liu (China)
Nicole Procise (IN)
Philip Lively (PA) Dra. LA Nilika Wijeratne (Australia)
Dr. Mathew Putzi (Texas)
Mark Loch (MN) Bernadette Wildemore (Georgia)
Linda M Mann (CA) Dr. Markus Rose DVM, PhD (Alemania) Dra. Shangwei Wu PhD (China)
Andreas Rothstein (Colombia) Stanley Wu (Georgia)
Adrienne Manning (CT)
Kristin M. Marckel (MN) Daniel Ryan (California) Idris Mohamed Yahaya (Nigeria)
Richard A. Marlar (OK) Habib Sadat Chaudaury (Bangladés) Patty Yates (MS)
Bárbara Masten (NM) Dr. Linoj Samuel PhD, D (ABMM) (MI) Steven York (OH)
Christine McRoberts (Canadá) Dra. Leticia J. San Diego PhD (MI) Atsushi Yoshida (Japón)
Carolina Satyadi (California) Michelle L. Zaharik (Canadá)
Dr. Piet Meijer PhD (Países Bajos)
Teresa Schnellman (SC) Dra. Marcia L. Zucker PhD (Nueva Jersey)
Jacques F. Meis (Países Bajos)
Vanessa D. Mercado (Puerto Rico) Paul Schreckenberger (IL) Kimberly Zunker (Texas)
Melvin Schuchardt (Georgia)
Bárbara Mervin (MD)
Kathleen Selover (Nueva York)
James J. Miller (KY)
Dan Shireman (KS)
Kathryne Miskavige (ND)
Dinah Shore Myers (Carolina del Norte)
Sra. Barbara Mitchell (KS)
NOTAS
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