2007至2010年检验不合格标本分析王蓓丽 孙林 周佳烨 金杰 吴炯 宋斌斌 张春燕 郭玮 潘柏申
中华检验医学杂志2012年 35卷 04期
DOI: 10.3760/cma.j.issn.1009-9158.2012.04.005
目的分析如何控制和降低不合格标本量,以确保分析前质量。方法回顾性分析2007至2010年复旦大学附属中山医院检验科收到的住院患者血液不合格标本40 035份及2010年收到的住院患者体液不合格标本,包括尿液不合格标本162份及粪便不合格标本167份。以不合格率描述不合格标本情况,采用Pearson χ2检验比较不同种类的抗凝管发生标本凝块的风险。结果注射器-玻璃管/硅化塑料管加自配抗凝剂采集标本的不合格率远高于真空采血系统(不合格率分别为11.58%和1.33%);2007至2010年真空采血系统采集标本的不合格率分别为13.29‰、1.49‰、0.76‰及0.52‰,呈逐年下降趋势;不合格的3大主要原因为标本凝块、标本量少及标本类型错误,其中标本凝块又以柠檬酸钠抗凝管最常见(χ2=202.3,P=0.000);体液不合格标本以粪便标本无标本为主,通过改用透明容器后不合格率由原先的2.0‰以上下降至1.5‰以下。结论检验科应建立控制标本不合格率的制度,并通过不断分析及与临床医护人员的沟通交流,有效降低标本不合格率,确保分析前质量。(中华检验医学杂志,2012,35:305-308)
四种血清α-淀粉酶厂家系统测量结果的正确性评价陈宝荣 孙慧颖 邵燕 胡滨 李月玲 李玲
中华检验医学杂志2012年 35卷 04期
DOI: 10.3760/cma.j.issn.1009-9158.2012.04.006
目的寻找满足ISO 15189要求、测量结果正确的血清α-淀粉酶(AMY)常规检测方法。方法收集2008年3至12月AMY活性为(40.0~750.0) U/L的50份不同浓度的人血清组成患者冷冻血清样本组,优选瑞士Roche公司、日本和光公司、深圳迈瑞公司、四川迈克公司4种AMY厂家系统,分别采用国际临床化学和实验室医学联和会(IFCC)参考方法和基于7170全自动生化分析仪的4种AMY厂家系统同时测量浓度为(70.1±3.7) U/L和(418.3±22.1) U/L的具有标准物质特性的冷冻血清和患者冷冻血清样本组。用Excel软件进行各厂家系统与IFCC参考方法测量结果的直线回归分析。采用MVS1.380软件的EP9-A2文件方法、Bland-Altman图形分析法和改良Bland-Altman图形分析法分别进行各厂家系统与IFCC参考方法测量结果的等价性判定、一致性评价和各厂家系统测量结果的正确性评定。结果以IFCC参考方法测量结果做评价标准,Roche、和光、迈瑞、迈克公司厂家系统测量结果存在明显差异:(1)浓度为(70.1±3.7) U/L和(418.3±22.1) U/L的具有标准物质特性的冷冻血清各厂家系统测量结果分别为66.4、70.6、69.4、49.2 U/L和394.0、456.4、406.7、302.4 U/L。迈瑞公司系统结果与IFCC参考方法一致。(2)患者冷冻血清样本组的各厂家系统与IFCC参考方法测量结果的直线回归方程斜率分别为:0.934、1.070、0.930和0.731,截距分别为:0.886、6.249、5.388和3.574。按EP9-A2文件方法评价,罗氏和光、迈瑞公司系统测量结果与IFCC参考方法等价。按Bland-Altman图形分析法评价,Roche和迈瑞公司系统测量结果与IFCC参考方法测量结果一致。各厂家系统平均偏倚分别为-6.11%(“平均偏倚±2s”分别为-2.81%和-9.40%)、 1.99%(“平均偏倚±2s”分别为10.35%和-6.36%)、 -2.70%(“平均偏倚±2s”分别为2.37%和-7.77%)和-34.72%(“平均偏倚±2s”分别为-24.20%和-45.24%)。按改良Bland-Altman图形分析法评价迈瑞公司系统测量结果正确。各厂家系统平均偏倚分别为-5.92%(“平均偏倚±2s”分别为-2.81%和-9.03%)、 2.10%(“平均偏倚±2s”分别为10.74%和-6.53%)、 -2.64%(“平均偏倚±2s”分别为2.24%和-7.51%)和-29.51%(“平均偏倚±2s”分别为-21.82%和-37.21%)。结论(1)不同厂家系统测量结果不一定都具有正确性,尽管各厂家系统测量结果都已声称具有溯源性。(2)当采用不同方法评价测量系统正确性时,同一厂家系统测量结果评价结论可能不一致。实验室应选择并建立常规方法测量结果正确性评价方法,选择并使用符合ISO 15189 正确性要求的常规方法。(中华检验医学杂志,2012,35:309-316)
全自动生化分析仪检测血糖的校准验证周琦 谢伟 徐建平 李少男 李小鹏
中华检验医学杂志2012年 35卷 04期
DOI: 10.3760/cma.j.issn.1009-9158.2012.04.007
目的对日立和奥林巴斯全自动生化分析仪检测血糖作校准验证,旨在介绍一种作校准验证的方法并对校准验证的结果作评价。方法按照不同分析仪器将血糖的检测数据分为日立组和奥林巴斯组。利用美国病理学家协会日前使用的校准验证方法对日立和奥林巴斯全自动生化分析仪检测血糖作校准验证,即对校准线的斜率和截距作单样本t检验并计算百分差异值,并将百分差异值与允许误差作比对。如果校准线的斜率与1和截距与0比没有统计学意义且百分差异值没有超过允许误差,判定为验证1;如果校准线的斜率与1和截距与0比没有统计学意义且至少一个百分差异值超过允许误差,判定为差异1;如果校准线的斜率与1或截距与0比有统计学意义且百分差异值没有超过允许误差,判定为验证2;如果校准线的斜率与1或截距与0比有统计学意义且至少一个百分差异值超过允许误差,判定为差异2。结果在日立组,验证1、差异1、验证2和差异2分别占5.4%(4/74)、0.0%(0/74)、68.9%(51/74)和25.7%(19/74)。在奥林巴斯组,验证1、差异1、验证2和差异2分别占16.4%(12/73)、0.0%(0/73)、58.9%(43/73)和24.7%(18/73)。结论美国病理学家协会使用的校准验证方法是合理的和可行的。大部分实验室(74.8%,110/147)可以通过这次校准验证评价。(中华检验医学杂志,2012,35:317-321)
遗传性低纤维蛋白原血症家系复合杂合基因缺陷的研究姜林林 王学锋 丁秋兰 欧阳琦 许冠群 张利伟 戴菁 陆晔玲 奚晓东 王鸿利
中华检验医学杂志2012年 35卷 04期
DOI: 10.3760/cma.j.issn.1009-9158.2012.04.008
目的对1个遗传性低纤维蛋白原血症家系进行临床表型诊断和基因分析,并探讨该病的分子发病机制。方法采集该家系3代共7人外周血,检测活化部分凝血活酶时间(APTT)、凝血酶原时间(PT)、凝血酶时间(TT)、蕲蛇酶时间(RT)、抗凝血酶活性(AT∶A)、蛋白C活性(PC∶A)和蛋白S活性(PS∶A),纤维蛋白原(Fg)抗原和活性分别用免疫比浊法和Clauss法测定;采用十二烷基磺酸钠-聚丙烯酰胺凝胶电泳(SDS-PAGE)对先证者及其父母的血浆纤维蛋白原进行半定量检测及肽链相对分子质量分析;使用自动校正凝血酶生成仪测定先证者的凝血酶生成;应用血栓弹力图仪检测血液凝固的动态过程和纤维蛋白形成过程的动力学变化。抽提先证者及家系成员外周血基因组DNA,采用PCR扩增Fg的3个基因(FGA、FGB和FGG)所有外显子及其侧翼序列,DNA直接测序进行基因分析。结果先证者凝血功能检查显示Fg抗原为0.68 g/L,活性为0.48 g/L;TT延长为29.2 s,RT延长为75.8 s。SDS-PAGE结果显示,3条肽链相对分子质量正常,但含量明显减低;先证者凝血酶生成峰值为249.93 nmol/L,凝血酶生成潜力为1007.0 nmol·L-1·min;全血凝固的动态过程异常,凝血综合指数(CI)为-8.6,显示全血低凝状态。表型诊断为遗传性低纤维蛋白原血症。基因分析发现先证者纤维蛋白原Aa链存在g.3175A>C突变导致的Gln143Pro突变,以及g.4642delC突变导致的438位苏氨酸后编码26个异常氨基酸提前出现终止密码子;前者来源于母亲,后者来源于父亲。结论纤维蛋白原Aa链Gln143Pro和g.4642delC复合杂合突变是导致该家系先证者低纤维蛋白原血症的原因。(中华检验医学杂志,2012,35:322-327)
早期诊断唐氏综合征的母体血清蛋白新标志物筛选与初探验证蒋滢 张波 李维 李遥金 董梅
中华检验医学杂志2012年 35卷 04期
DOI: 10.3760/cma.j.issn.1009-9158.2012.04.009
目的探讨经筛选与验证的唐氏综合征(DS)相关特异性母体血清蛋白新标志物的临床应用价值。方法选取确诊为DS胎儿的孕中期(14~20周)母体血清7份(DS组)和同期正常胎儿母体血清7份(正常对照组)行二维凝胶电泳(2-DE),建立DS胎儿母体血清蛋白表达差异图谱,提取差异表达蛋白质点进行质谱分析。免疫印迹法(WB)验证部分差异蛋白的表达差异。采用近似t检验比较分析2组间相应蛋白条带的吸光度(A)值差异。结果经2-DE和差异蛋白图谱分析,在DS组母体血清中共发现表达差异1.5倍以上的蛋白质点29个,其中表达上调的19个,表达下调的10个。表达差异2倍以上的8个蛋白质点经质谱分析,从美国国立生物技术信息中心(NCBI)蛋白质序列数据库中搜索为dGTP酶(dGTPase)和β2-糖蛋白Ⅰ(β2-GPI)等12个蛋白质分别与之匹配的可能性较大(概率得分>66分)。WB证实GTPase和β2-GPI的A值在DS组分别为21 567.0±3009.4和22 097.0±3958.9,在正常对照组分别为3957.7±250.9和1799.7±105.5,dGTP酶和β2-GPI在DS胎儿母体血清中比正常对照组显著高表达(t′dGTPase=-17.66,t′ β2-GPI=-14.83,P均<0.0001)。 结论2-DE和质谱技术是初步筛选DS相关特异性母体血清中新蛋白标志物的有效方法,经WB验证的dGTPase和β2-GPI可能是筛选DS的新标志物。(中华检验医学杂志,2012,35:328-332)
同位素稀释液相色谱串联质谱法测定血清可替宁杨睿悦 周伟燕 张天娇 国汉邦 李红霞 王抒 董军 陈文祥
中华检验医学杂志2012年 35卷 04期
DOI: 10.3760/cma.j.issn.1009-9158.2012.04.010
目的建立一种同位素稀释液相色谱串联质谱(ID-LC/MS/MS)测定血清可替宁的方法,以评价不同吸烟状况健康人的吸烟暴露水平分布状况。方法以[D3]-可替宁作内标,乙腈沉淀蛋白、离心后吸取上清液、氮气挥干、流动相重组,液相分离后进入串联质谱分析;然后,采用多离子反应监测模式,以标准品制作标准曲线,结合同位素内标法定量建立同位素稀释液相色谱串联质谱法。用以对0.68、48.42、94.34、250.95、287.04 μg/L 5个水平血清样本进行5次重复分析,每次每种血清重复分析3份,以考察方法的精密度;同时测定与评价血清样本添加不同浓度标准品的加样回收率和样本在常温、4 ℃、-80 ℃保存的稳定性,以及2010年10月至12月期间94名健康志愿者在不同吸烟状况下的血清可替宁分布情况。并用Mann-Whitney U检验分析60名非吸烟、14名戒烟与20名吸烟健康志愿者血清可替宁含量的差异。结果用ID-LC/MS/MS检测血清可替宁在本试验条件下分离良好,无内源性物质的干扰,具有较好的特异性;血清可替宁/内标峰面积比与可替宁浓度的线性相关系数≥0.9993;测定5个水平血清样本的总变异系数(CV)分别为4.71%、1.40%、1.98%、1.10%和1.03%;批内CV分别为2.19%、0.78%、0.75%、0.65%和0.67%,ID-LC/MS/MS的检测限(LOD)和定量限(LOQ)分别为0.013和0.050 μg/L,具有较高的灵敏度;3次试验的加样回收率范围为99.22%~102.67%;样本在常温条件下放置2 d、4 ℃放置7 d以及-80 ℃冻存保存3个月测定结果的准确度为99.28%~100.87%,批间CV均<5%。检测94名健康人血清可替宁水平呈偏态和尖态分布(偏度2.71,峰度6.65),其中,20名吸烟者的可替宁浓度为116.40 (63.17~241.12) μg/L,14名已戒烟者为 0.67 (0.15~0.95) μg/L,60名非吸烟者为0.22 (0.15~0.42) μg/L;已戒烟者(Z=-2.12, P<0.05)和吸烟者(Z=-6.67, P<0.001)血清可替宁浓度分别显著高于非吸烟者。结论建立的ID-LC/MS/MS测定血清可替宁方法操作简便、特异、灵敏,可望在吸烟暴露水平评价及暴露与疾病发生危险的研究中提供有效技术平台。(中华检验医学杂志,2012,35:333-338)
碳青霉烯类耐药的肠杆菌科细菌耐药机制研究汪玥 孙自镛 陈中举 王斌 田磊 朱旭慧 李丽 张蓓 朱琴
中华检验医学杂志2012年 35卷 04期
DOI: 10.3760/cma.j.issn.1009-9158.2012.04.011
目的探讨碳青霉烯类耐药肠杆菌科细菌(CRE)的耐药机制,建立获得性碳青霉烯酶流行监测体系。方法收集华中科技大学同济医学院附属同济医院2007年1月至2010年6月临床分离非重复肠杆菌科细菌5604株,其中美罗培南抑菌环直径≤21 mm的肠杆菌科细菌100株。药物敏感性试验筛选出碳青霉烯类耐药菌株,采用聚合酶链反应(PCR)对碳青霉烯酶基因和基因附属结构进行分析;采用脉冲场凝胶电泳(PFGE)和Southern印迹杂交方法分析耐药菌质粒;采用多位点序列分型(MLST)方法对菌株进行分型及分析同源性;采用十二烷基磺酸钠-聚丙烯凝胶电泳(SDS-PAGE)方法对菌株的外膜孔道蛋白进行分析。结果共检出CRE 11株,其中克雷伯菌属细菌7株。抗菌药物敏感性试验显示所有菌株对大多数抗菌药物耐药,最低抑菌浓度美罗培南8~64 mg/L,亚胺培南4~64 mg/L,厄他培南4~64 mg/L,对氨基糖苷类和氟喹诺酮类抗菌药物的敏感性则变化较大。PCR检出IMP-4阳性菌株6株,KPC-2阳性菌株3株,其中1株ST476型肺炎克雷伯菌同时携带blaIMP-4和blaKPC-2。对基因附属结构进行分析,结果显示blaKPC-2基因位于由Tn3转座子和Tn4401部分片段构成转座子上。PFGE显示大多数CRE含有3个或3个以上质粒。MLST分型发现2株肺炎克雷伯菌同属于ST476型。SDS-PAGE提示1株产酸克雷伯菌(Kox656)存在外膜孔道蛋白(OmpK35和OmpK36)双缺失。结论本院CRE主要是肺炎克雷伯菌,产生碳青霉烯酶是细菌耐药的主要原因,IMP-4是其主要酶型。碳青霉烯酶基因的出现和传播对治疗和感染控制造成巨大威胁,应重视医院细菌耐药性特点及耐药菌感染的临床流行病学资料,从而为临床合理用药提供参考。(中华检验医学杂志,2012,35:339-344)
结核分枝杆菌CFP10和MPT48及TB8.4融合蛋白的表达与临床应用刘忠华 杨华 秦莲花 金瑞良 崔振玲 郑瑞娟 毕爱笑 胡忠义
中华检验医学杂志2012年 35卷 04期
DOI: 10.3760/cma.j.issn.1009-9158.2012.04.012
目的构建结核分枝杆菌CFP10、MPT48和TB8.4融合蛋白,评价其用于结核病血清学检测的价值。方法选取2008年上海市肺科医院肺结核患者150例,非结核肺部疾病患者70例,健康体检者103名,采集血清标本共323份。构建结核分枝杆菌CFP10、MPT48和TB8.4融合表达载体。融合蛋白经免疫印迹分析后,采用酶联免疫吸附试验检测血清标本,运用Medcalc11.5对结果进行统计学分析。结果成功构建重组质粒pET21a-cfp10-mpt48-tb8.4,获得95%以上纯度的融合蛋白。免疫印迹法发现融合蛋白与血清抗体发生免疫反应。融合蛋白检测血清抗体敏感度56.7%(85/150),特异度90.8%(157/173),其中非结核病患者特异度为85.7%(60/70),健康体检者特异度为94.2%(97/103)。结论CFP10-MPT48-TB8.4融合蛋白所具有的免疫反应性,有可能成为结核病血清学诊断的候选抗原。(中华检验医学杂志,2012,35:345-348)
产KPC-2型碳青霉烯酶奇异变形杆菌分子流行病学研究张嵘 胡燕燕 孙谦 蔡加昌 周宏伟 陈功祥
中华检验医学杂志2012年 35卷 04期
DOI: 10.3760/cma.j.issn.1009-9158.2012.04.013
目的探讨重症监护病房(ICU)出现的对碳青霉烯类敏感性降低的奇异变形杆菌的分子流行病学及耐药机制。方法收集2010年8—10月,从浙江大学医学院附属第二医院2个ICU病房分离到对碳青霉烯类耐药或敏感性降低的19株奇异变形杆菌。通过脉冲场凝胶电泳分析菌株之间的同源性。采用药物敏感性试验、接合试验、质粒图谱分析、特异性聚合酶链反应(PCR)扩增和序列分析等技术研究细菌对碳青霉烯类耐药的分子机制。结果19株奇异变形杆菌均对碳青霉烯类耐药或敏感性降低,对头孢菌素类耐药或敏感。19株奇异变形杆菌共分为3个克隆株,克隆A 14株,克隆B 4株(2株亚克隆B1,2株亚克隆B2),克隆C 1株。14株克隆A的酶切条带完全相同,克隆B的2个亚克隆之间仅相差1条条带。接合试验使受体菌大肠埃希菌对碳青霉烯类和头孢菌素类抗生素敏感性明显降低。克隆A和亚克隆B2的菌株含相对分子质量约45 000 bp的质粒,而亚克隆B1的接合子Jzr69则含相对分子质量约54 000 bp的质粒,克隆C菌株接合失败。特异性PCR扩增、序列分析及质粒DNA电泳图谱证实该19株奇异变形杆菌均产KPC-2型碳青霉烯酶。结论产KPC-2型碳青霉烯酶奇异变形杆菌在医院ICU病房流行,存在克隆传播现象。(中华检验医学杂志,2012,35:349-353)
不同血脂水平人群小而密LDL胆固醇分布及其与血脂组分的相关性陈力平 林杰 孔维菊 袁俊菲 肖立
中华检验医学杂志2012年 35卷 04期
DOI: 10.3760/cma.j.issn.1009-9158.2012.04.014
目的调查血脂正常健康人群和高血脂人群小而密低密度脂蛋白胆固醇(sdLDL-C)的分布,分析sdLDL-C与其他血脂组分的相关性。方法1012名18~93岁血脂正常受试者 (男503名,女509名)按性别(男性、女性)和年龄(18~29岁、30~69岁和≥70岁)共分6组;433例23~90岁血脂增高受试者按空腹甘油三酯(TG)、低密度脂蛋白胆固醇(LDL-C)水平分为:高TG组(165例)、高LDL-C组(129例)和联合增高组(139例)。用Olympus AU2700自动分析仪测定血清sdLDL-C、TG、LDL-C、TC、HDL-C、ApoAI和ApoB。采用方差分析及Kruskal-Wallis H检验进行统计学分析。结果血脂正常受试者sdLDL-C近似正态分布,且存在性别和年龄差异:18~29岁组男性sdLDL-C [(0.55±0.21) mmol/L]高于女性[(0.47±0.22) mmol/L,t=2.212,P=0.028];30~69岁组男性sdLDL-C [(0.66±0.28) mmol/L]高于女性[(0.62±0.25) mmol/L,t=2.121,P=0.034];≥70岁组男性sdLDL-C [(0.54±0.21) mmol/L]与女性 [(0.54±0.22) mmol/L]差异无统计学意义(t=0.022,P=0.982)。血脂增高受试者sdLDL-C[(1.25±0.44) mmol/L]明显高于血脂正常受试者[(0.60±0.26) mmol/L,t=29.306,P<0.01]。联合增高组的sdLDL-C最高[(1.52±0.49) mmol/L,F=525.66,P<0.01]; 高TG组的sdLDL-C/LDL-C比值最大(0.47±0.12,F=287.93,P<0.01);高LDL-C组的非sdLDL-C (LDL-C减去sdLDL-C)最高[(2.71±0.52) mmol/L,F=336.32,P<0.01]。sdLDL-C与TC、TG、LDL-C、ApoB、BMI呈正相关(rs=0.66、0.68、0.65、0.79、0.27),与HDL-C和ApoAI呈负相关(rs=-0.42、-0.37,P均<0.01)。偏相关分析:sdLDL-C与TG、LDL-C、TC偏相关系数为0.42、0.28、0.15,P均<0.01。结论LDL-C和TG是影响sdLDL-C水平的重要因素,但TG的影响更大。sdLDL-C是评价小而密低密度脂蛋白(sdLDL)水平、判断脂质代谢整体状况的适宜且良好的指标。有必要对不同地区人群sdLDL-C分布进行调查,建立正常人群sdLDL-C参考区间,这对发挥sdLDL在临床诊疗、健康评估中的应有作用十分必要。(中华检验医学杂志,2012,35:354-358)