ГематолоГия референсные значения поКазателей оБщеГо анализа Крови взрослоГо раБотающеГо населения

Гематология
Гематология
© Коллектив авторов, 2012
УДК 616.15-074:615.47
М. С. Казакова, С. А. Луговская, В. В. Долгов
Референсные значения показателей общего анализа крови взрослого
работающего населения
Кафедра клинической лабораторной диагностики ГБОУ ДПО Российской медицинской академии последипломного
образования Минздравсоцразвития РФ, Москва
Использование в лабораторной диагностике гематологических анализаторов различного класса, работа которых основана на сочетании разных методов подсчета и идентификации клеток крови, обусловливает необходимость установления
референсных интервалов (РИ) для параметров гемограммы. В документах ГОСТ Р 53022-2008, С28-А3 (CLSI) от 2008 г.
предложены правила установления РИ с подробным описанием статистической обработки полученных результатов. При
обработке гемограмм практически здоровых 1453 человек нами установлены РИ для показателей клинического анализа
крови. В работе анализировались результаты, сохраненные в базе данных лаборатории и полученные при работе на гематологическом анализаторе Sysmex XT-2000i (Sysmex Corporation, Япония).
К л ю ч е в ы е с л о в а : общий анализ крови, референсные значения, гематологические анализаторы, Sysmex XT-2000i
M.S. Kazakova, S.A. Lugovskaya, V.V. Dolgov
The reference values of indicators of total blood analysis of adult working
population
The application in laboratory diagnostics of the hematologic analyzers of different class functioning on the basis of various methods of
calculation and identification of blood cells condition the need of establishing the reference intervals for the blood picture parameters.
In the documents GOST К 53002-2008, S28-A3 (CLSI) of 2008 the regulations are proposed to establish the reference intervals with
de-tailed description of data statistical analysis. The processing of blood pictures of 1453 healthy patients the reference intervals were
established for the indicators of clinical blood analysis. The results saved in the laboratory data base and obtained using analyzer
Sysmex XT-2000i (Sysmex Corporation, Japan) were analyzed.
K e y w o r d s : total blood analysis, reference intervals, hematologic analyzer, Sysmex XT-2000i
Клинический анализ крови является самым частым видом лабораторного исследования, используемым для оценки общего состояния здоровья человека. Практическая
медицина основана на сравнении, т. е. результат исследования всегда сравнивается с нормальными величинами,
поэтому очень важно определить, что такое “норма” [1].
Наличие понятия “норма” дает возможность клиническим
врачам разделять пациентов на “здоровых” и “больных”.
Однако в группе здоровых эти показатели варьируют, что
может быть обусловлено меж- и внутрииндивидуальными
особенностями. Термин “нормальные значения” в настоящее время заменен более корректным – “референсные значения” (или референсный интервал – reference range – РИ),
так как понятие “нормальный” зачастую имеет много противоречивых значений. Кроме того, термин “нормальное
распределение вероятностей” подразумевает нормальное
(гауссовское) распределение данных, что в действительности встречается редко [14]. Термин “референсный интервал” учитывает разные популяции обследуемых, т. е.
РИ – это интервал значений, в который включены данные
большинства пациентов с характеристиками, аналогичными таковым у референсной группы (группа лиц, при об-
Д л я ко р р е с п о н д е н ц и и :
Казакова Мария Сергеевна, врач клин. лаб. диагн., ст. лаборант каф.
Адрес: 117312, Москва, ул. Вавилова, 35/29
Телефон: (499) 124-77-08
E-mail:tropskaia@mail.ru
следовании которой был рассчитан РИ), и исключены другие (с минимальным количеством ложноположительных и
ложноотрицательных результатов [10].
Расчет РИ для здоровых людей во многом зависит от
определения понятия “здоровье”, которое используется при
отборе “референсной группы” для установления РИ. В 1981
г. R. Gräsbeck дал такое определение: “Здоровье характеризуется минимумом субъективных ощущений и объективных
признаков заболевания, оценивается в связи с социальной
ситуацией человека и является предметом и целью медицинской деятельности”. Таким образом, здоровье – состояние относительное, человек может быть признан как
больным, так и здоровым. Такой подход дает значительную
свободу в выборе референсной группы, так как при установлении РИ определение здоровья зависит от предполагаемого использования полученных эталонных значений [14].
Обычно РИ устанавливаются по результатам обследования
“практически здоровых лиц”. При этом лаборатории часто
сталкиваются с данными, имеющими мультимодальное или
асимметричное распределение, что может быть связано с
высокой распространенностью субклинического проявления заболевания у выбранной группы лиц. Согласно концепции “практически здорового человека”, обнаруженные
отклонения от нормы, характерные для донозологических
состояний, не влияют существенно на самочувствие и работоспособность человека, но одновременно являются одним
из основных и распространенных факторов риска развития
различных форм заболеваний [11]. В группу, по которой
рассчитывается РИ, всегда входит часть “не нормальных”
лиц, т. е. существует вероятность того, что пациент с ре-
43
КЛИНИЧЕСКАЯ ЛАБОРАТОРНАЯ ДИАГНОСТИКА, №6, 2012
зультатами, не выходящими за РИ, может быть нездоров
[15]. С другой стороны, важно учитывать, что РИ являются статистическими данными 95% популяции, при этом у
5% здоровых лиц обнаруживают “ненормальные” лабораторные показатели, поэтому не все значения, выходящие за
область нормальных значений, являются патологическими
[3]. В середине 1990-х годов Национальный комитет по
клиническим лабораторным стандартам (NCCLS) опубликовал рекомендации по самостоятельному определению РИ
в каждой клинической лаборатории для каждого теста, применяемого для обследования населения, которое она обслуживает. Использование полученных “локальных” РИ должно уменьшить частоту ложноположительных результатов
и повысить раннее обнаружение патологии в обследуемой
популяции [9, 20]. При установлении РИ для каждой индивидуальной категории (пол, возраст) с применением непараметрических методов статистики требуется минимум
120 наблюдений [11, 19]. В ряде публикаций отмечается,
что в действительности даже в крупных лабораториях разработка собственных РИ для каждого вида анализа является
очень трудоемким и дорогостоящим процессом [9, 10, 21,
22]. В зарубежной литературе описаны следующие способы
установления РИ: 1) локальное установление РИ: а) классический (рекомендованный) подход – набор референсной
группы с применением строгих критериев включения и исключения, обследование и расчет РИ, б) “апостериорный”/
косвенный подход – использование для расчета РИ результатов ранее обследованных в данной лаборатории пациентов,
хранящихся в базе данных лаборатории за определенный
период времени; 2) установление РИ по результатам проведенного мультицентрового исследования (в исследовании
принимают участие одновременно несколько лабораторий);
3) перенос данных (из справочной литературы, инструкций
производителей реагентов и оборудования). Большинство
лабораторий во всем мире используют РИ, опубликованные в инструкциях к реагентам, анализаторам, в справочной литературе или полученные в другой лаборатории [19,
22]. При этом каждая лаборатория обязана проверить эти
данные и убедиться в том, что характеристики референсной
популяции и уровень выполнения аналитических процедур
в лаборатории и в используемом источнике сопоставимы.
Процедура проверки РИ описана в ГОСТ Р 53022-3-2008 [2].
В реальности лаборатории часто используют опубликованные РИ, установленные на других измерительных системах
и для другой популяции, что может привести к значительным ошибкам при интерпретации результатов исследования [19]. В инструкциях к гематологическим анализаторам,
используемым в нашей стране, приведены РИ, полученные
при обследовании населения тех стран (с его расовыми, этническими, географическими и другими особенностями),
в которых они произведены, что обязывает нас в любом
случае проводить проверку этих данных. Кроме того, полученные результаты могут различаться при использовании
гематологических анализаторов, основанных на разных методиках подсчета и дифференцировки клеток крови. При
продолжающемся совершенствовании измерительных приборов и внедрении новых методов необходимо обновление
создания новых РИ, о чем говорится в стандарте ISO 15189
от 2003 г. [22]. Важно отметить, что Директива Евросоюза
и Европарламента от 1998 г. (98/79 подраздел 8.7) гласит:
“там, где это уместно, инструкции к эксплуатации должны
содержать референсные значения для определяемых параметров для соответствующей популяции”. Это подчеркивает необходимость совместной работы производителей и
лаборатории для установления РИ [10, 12, 22].
Значение РИ зависит от: а) характеристик референсной
группы; б) преаналитического этапа диагностики (условия подготовки пациента к обследованию, процедура взятия крови,
хранение и транспортировка образца); в) аналитического этапа
(используемый метод, аналитические возможности и коррект-
44
ная работа анализатора, статистические методы при обработке
результатов). Основные проблемы связаны с формированием
референсной группы. Наиболее распространенный подход –
получение РИ в популяции здоровых людей, но в данном случае определение “здоровья”, действительно, проблематично
не только из-за самого определения, которое является главным
критерием включения в референсную группу, но также из-за
вполне реальной возможности, что некоторые заболевания могут, по сути, иметь субклиническое, бессимптомное течение
[11]. Состав референсной группы должен отражать состав популяции, для которой создается РИ [24]. При исследовании в
естественной популяции может быть получено большое количество аномальных значений от нездоровых участников, что
приводит к расширению референсного диапазона [26].
В предыдущей работе нами были установлены РИ для гематологического анализатора Advia-120 (Siemens, Германия),
полученные при обследовании доноров на станции переливания крови (прямой набор референсной группы) [6].
В настоящей работе для установления РИ был использован
другой метод набора референсной группы – “косвенный” (апостериорный, ретроспективный). Достоинствами этого подхода, заключающегося в обработке результатов, уже собранных
и сохраненных в базе данных лаборатории, являются доступность и значительное количество данных, экономия времени
и средств. Кроме того, при использовании ретроспективного
анализа данных для установления РИ устраняется основная
проблема набора референсной группы для пожилых пациентов, для детей, беременных женщин и других относительно
малочисленных групп. В ряде публикаций обсуждается этот
подход, при использовании которого удалось получить клинически значимые РИ [9, 20, 21]. При этом полученные РИ
являются, так же как при прямом наборе группы, “локальными” и имеют перечисленные выше недостатки (зависят от
индивидуальных характеристик обследуемой популяции, от
используемых при анализе методик и др.). Настороженность в
использовании косвенного метода установления РИ связана с
тем, что полученные РИ могут быть слишком “широкими” изза включения результатов от нездоровых обследованных [11,
16]. В нашей стране в последнее время в связи с расширением
практики диспансеризации работающего населения и регулярного проведения периодических профилактических осмотров
стало возможным обследование больших контингентов условно здорового взрослого населения [1]. Центры профилактической медицины (с возможностью оценки данных повторной
диспансеризации пациентов для уточнения состояния их здоровья) весьма привлекательны для создания РИ ретроспективным путем [25].
Цель исследования – установление РИ для показателей
общего анализа крови условно здорового населения, а также
оценка межполовых и межвозрастных различий полученных
данных.
Материалы и методы. В клинико-гематологическом
отделении ЗАО “Лаборатория XXI век” проведен ретроспективный анализ 1453 гемограмм (683 мужчин (м) и
770 женщин (ж)) в возрасте от 21 года до 78 лет, полученных в период с сентября 2010 по июль 2011 г. Критериями
включения в данное исследование являлись: 1) лица, проходящие профилактический медицинский осмотр или диспансеризацию; 2) данные полного анализа крови, включая
ретикулоциты. Критериями исключения были: 1) лица,
проходящие повторное обследование за указанный период;
2) беременные женщины; 3) значение СОЭ по Вестергрену
более 15 мм/ч у женщин, более 10 мм/ч у мужчин. Стандартизация преаналитического этапа была обеспечена подробной инструкцией для пациента по подготовке к анализу и
инструкцией для медицинского персонала по проведению
процедуры взятия крови, хранения и транспортировки пробирок; обе инструкции разработаны в ЗАО “Лаборатория
XXI век”. Исследовалась венозная кровь, взятая в пробирки BD Vacutainer® с антикоагулянтом К2ЭДТА. Исследо-
Гематология
вания проводились в автоматическом режиме подачи проб
на гематологическом анализаторе Sysmex XT-2000i фирмы
Sysmex Corporation (Япония), разработанном на основе
современной платформы для флюоресцентной проточной
цитометрии Sysmex XE-2100, что с высокой степенью достоверности и надежности позволяет анализировать до 24
параметров анализа крови. В Sysmex XT-2000i используется комбинация различных методов: SLS-метод для измерения гемоглобина (безцианидный), метод проточной
лазерной цитофлюориметрии (для дифференцировки лейкоцитов, подсчета и дифференцировки ретикулоцитов и
тромбоцитов), аппертурно-импедансный метод (определение эритроцитов, тромбоцитов и гематокрита). Анализатор
подключен к лабораторной базе данных (ЛИС) для прямой
передачи результатов, что устраняет вероятность ошибок
при их регистрации. Аналитическая стандартизация обеспечивалась предварительной калибровкой прибора сервисным инженером, ежедневной проверкой аналитической
стабильности с использованием сертифицированных контролей при проведении внутреннего контроля качества,
удовлетворительными результатами внешнего контроля
качества EQAS. Ограниченный период сбора информации
позволяет свести к минимуму аналитическую вариацию,
т. е. изменение настроек прибора [9]. В каждом образце
крови определяли количество лейкоцитов (WBC, 109/л),
эритроцитов (RBC, 1012/л), ретикулоцитов (RET, % и 109/л)
и тромбоцитов (PLT, 109/л), концентрацию гемоглобина
(HGB, г/л), гематокрит (НСТ, %), тромбокрит (РСТ, %),
средний объем эритроцитов (MCV, фл), тромбоцитов (MPV,
фл), ширину распределения эритроцитов (RDW, %) и тромбоцитов (PDW, фл) по объему, среднее содержание гемоглобина в эритроците (MCH, пг) и среднюю концентрацию
клеточного гемоглобина (MCHC, г/л). Также были рассчитаны показатели лейкоцитарной формулы – относительное
и абсолютное количество нейтрофилов (NEU, % и · 109/л),
лимфоцитов (LYMPH, % и · 109/л), моноцитов (MONO, и
· 109/л), эозинофилов (EOS, % и · 109/л) и базофилов (BASO,
% и · 109/л). Полученные данные были обработаны с помощью программы Statistica® StatSoft Inc., США).
Для уменьшения или даже устранения маскирующего
влияния аномальных значений выбросы определяли по методу Тьюки: из расчетов исключены данные, не входящие в
интервал (Q1 - 1,5 · IQR) - (Q3 + 1,5 · IQR), рассчитанный для
каждого параметра, где Q1 и Q3 – границы 1-го и 3-го квартилей, IQR = Q3 - Q1 – межквартильный размах [18]. Таким образом, из расчетов были исключены 895 (2,6%) результатов
из 34 872: 438 из 16 392 у мужчин и 457 из 18 480 у женщин,
соответствующих критериям статистического выброса.
Результаты представлялись как среднее значение (Xср),
95% доверительный интервал для среднего (ДИ95%), стандартное отклонение (SD), стандартная ошибка среднего (StEr) и
2,5, 5, 50‰ (медиана), 95 и 97,5‰ процентили распределения.
Тип распределения определялся по критерию Шапиро–Уилка
(Shapiro–Wilk’s W-test). Этот критерий предпочтителен, так как
является наиболее мощным, универсальным и наиболее “строгим” по сравнению с критериями Колмогорова–Смирнова и
Лиллиефорса [5]. Интервалы для полученных результатов в
зависимости от типа их распределения рассчитывались в виде
Xср ± 1,96SD (для нормального распределения) или 2,5–97,5‰
(для ненормального распределения) [2].
Для оценки различий между значениями одних и тех же
параметров у мужчин и женщин использовались непараметрические критерии для сравнения двух независимых групп по
одному признаку (U-критерий Манна–Уитни) [5, 23]. С целью
оценки различий между возрастными группами использовался
непараметрический метод сравнения множества независимых
групп – метод Краскела–Уоллиса (Kruskel–Wallis).
Результаты и обсуждение. В табл. 1 приведены данные,
полученные при первичной статистической обработке гемограмм 1453 лиц обоего пола.
При анализе характера распределения показателей, указанных в табл. 1, выявлено, что нормальное распределение
наблюдалось только для следующих параметров: RBC (м),
HCT (м), MCH (м), LYMPH, % (м; ж) и NEUT, % (м; ж). При
расчете РИ для полученных параметров при их нормальном
распределении данные представляются в виде Xср ± 1,96SD,
в иных случаях – в виде 2,5–97,5‰ (табл. 2).
Для оценки различий между значениями параметров у
мужчин и женщин использовался U-критерий Манна–Уитни
(значения p указаны в табл. 2). Достоверные различия по полу выявлены для подавляющего большинства показателей
гемограммы: WBC, RBC, HGB, HCT, MCH, MCHC, RET,
LYMPH, MONO (% и абс.), EOS – имеют более высокие
значения у мужчин; параметры PLT, MPV, PCT, NEUT (%),
EOS (%), BASO (% и абс.) имеют более высокие значения
у женщин. Для перечисленных показателей рассчитываются
отдельные интервалы для мужчин и женщин. Значения MCV,
RDW, RET (%), PDW, NEUT, LYMPH (%) у мужчин и женщин
достоверно не различаются. Для этих параметров, согласно
распределению данных, рассчитаны следующие общие (n =
1453) РИ: MCV (м, ж) = 82,0–98,0 фл (2,5–97,5‰); RDW (м,
ж) = 12,1–15,6% (2,5–97,5‰); RET (м, ж) = 0,51–2,05% (2,5–
97,5‰); PDW (м, ж) = 9,70–16,70% (2,5–97,5‰); NEU (м, ж)
= 1,5–6,8 · 109/л (2,5–97,5‰); LYMPH (м, ж) = 16,92–47,91%
(Xср ± 1,96SD).
В табл. 1 представлена более полная информация, полезная
для сравнения с опубликованными в справочной литературе
РИ. Корректное сравнение полученных нами РИ с опубликованными данными возможно только при одинаковом способе
представления РИ. В зависимости от того, какой способ расчета РИ использован в справочной литературе (2,5–97,5%,
5–95%, Xср ± 1,96SD, Xср ± 2SD или др.), в табл. 1 для сравнения могут быть выбраны соответствующие столбцы.
В табл. 3 приведены сводные данные различных авторов
о референсных значениях основных параметров клинического анализа крови, полученных на различных анализаторах
фирмы Sysmex.
Выявленные различия в РИ, скорее всего, связаны с разными критериями отбора, численностью и характеристиками
референсной группы. Особенно обращает на себя внимание
вариабельность нижних границ РИ содержания гемоглобина
у женщин.
Для анализа возрастных изменений гемограммы все обследуемые были разделены на 5 групп в зависимости от возраста (21–30, 31–40, 41–50, 51–60 и старше 60 лет).
Количество эритроцитов и концентрация гемоглобина у
мужчин с возрастом незначительно снижаются, у женщин
наблюдается обратная закономерность. У мужчин с возрастом несколько увеличивается объем эритроцитов, у женщин
такой закономерности не выявлено. Количество лейкоцитов
и тромбоцитов как у мужчин, так и у женщин в разных возрастных группах в целом остается стабильным, без достоверных изменений. При анализе лейкоцитарной формулы
достоверных возрастных изменений также не выявлено,
наблюдается незначительное повышение относительного и
абсолютного количества нейтрофилов и моноцитов при снижении количества лимфоцитов у мужчин. С возрастом увеличивается относительное количество ретикулоцитов как у
мужчин, так и у женщин.
Таким образом, в результате проведенного нами исследования возникает вопрос, можно ли считать обследованную
группу референсной и полученные значения – референсными интервалами. Включение в обследуемую выборку лиц,
проходящих профилактический осмотр (т. е. практически
здоровых), отсутствие в базе данных повторных результатов обследования изучаемого контингента (снижение вероятности наличия болезни у обследуемого), нормальные
значения СОЭ (исключение воспалительного процесса),
применение строгого критерия Тьюки для обнаружения
выбросов (исключение выпадающих значений) – все это
45
КЛИНИЧЕСКАЯ ЛАБОРАТОРНАЯ ДИАГНОСТИКА, № 6, 2012
Таблица 1
Значения гемограмм обследованных мужчин (n = 683) и женщин (n = 770)
Параметр
WBC, · 10 /л
9
RBC, · 10 /л
12
HGB, г/л
HCT, %
MCV, фл
MCH, пг
MCHC, г/л
RDW, %
RET, %
RET, 109/л
PLT, 109/л
MPV, фл
PDW, %
PCT, %
NEUT, %
NEUT, 10 /л
9
LYMP, %
LYMH, 109/л
MONO, %
MONO, 10 /л
9
EOS, %
EOS, 109/л
BASO, %
BASO, 10 /л
9
46
Пол
Хср
95% ДИ
StEr
SD
2,5‰
5‰
50‰
95‰
97,5‰
м
6,93
0,14
0,07
1,82
3,90
4,20
6,70
10,50
10,90
ж
6,61
0,13
0,07
1,87
3,40
3,80
6,50
10,00
10,80
5,72
м
5,03
0,03
0,01
0,38
4,23
4,38
5,05
5,63
ж
4,45
0,02
0,01
0,35
3,80
3,88
4,44
5,04
5,15
м
153,42
0,78
0,40
10,16
132,00
136,00
154,00
169,00
172,00
ж
133,01
0,73
0,37
10,26
112,00
115,00
133,00
150,00
153,00
м
45,23
0,22
0,11
2,92
39,30
40,40
45,40
50,00
50,70
ж
40,17
0,20
0,10
2,83
34,90
35,60
40,20
45,00
45,60
м
90,23
0,33
0,17
4,25
82,00
83,00
90,00
97,00
99,00
ж
90,41
0,29
0,15
4,04
82,00
83,00
91,00
97,00
98,00
м
30,58
0,10
0,05
1,35
28,00
28,30
30,70
32,80
33,30
ж
30,05
0,11
0,06
1,49
26,70
27,30
30,20
32,40
33,00
м
338,52
0,70
0,35
9,18
319,00
323,00
338,00
354,00
356,00
ж
331,05
0,63
0,32
8,77
314,00
316,00
331,00
346,00
349,00
м
13,51
0,06
0,03
0,79
12,10
12,30
13,40
14,90
15,40
ж
13,57
0,07
0,03
0,92
12,10
12,30
13,40
15,30
15,80
м
1,18
0,03
0,02
0,40
0,53
0,62
1,12
1,91
2,07
ж
1,15
0,03
0,01
0,40
0,50
0,58
1,11
1,89
2,03
м
ж
59,08
51,61
1,53
1,32
0,78
0,67
20,19
18,51
26,10
22,20
31,20
24,90
57,10
49,10
96,80
86,60
104,40
92,80
м
236,01
3,68
1,88
48,47
148,00
158,00
234,00
322,00
339,00
ж
251,28
3,97
2,02
55,65
152,00
165,00
246,00
353,00
372,00
м
10,34
0,06
0,03
0,84
8,80
9,00
10,30
11,80
12,10
ж
10,47
0,06
0,03
0,82
9,00
9,20
10,40
11,90
12,20
м
12,54
0,14
0,07
1,80
9,50
10,00
12,20
15,90
16,30
ж
12,73
0,13
0,07
1,84
9,80
10,10
12,50
16,20
16,90
м
0,24
0,00
0,00
0,05
0,16
0,17
0,24
0,32
0,34
ж
0,26
0,00
0,00
0,05
0,17
0,18
0,26
0,36
0,38
м
54,69
0,65
0,33
8,54
37,50
39,90
54,50
69,10
71,10
ж
56,71
0,65
0,33
9,11
37,50
41,40
56,40
72,20
74,60
6,80
м
3,78
0,10
0,05
1,31
1,60
2,00
3,60
6,30
ж
3,72
0,10
0,05
1,37
1,40
1,70
3,55
6,30
6,80
м
32,74
0,58
0,30
7,67
17,00
20,20
32,95
45,90
48,40
ж
32,12
0,58
0,29
8,10
16,60
19,00
31,90
45,60
48,20
м
2,21
0,05
0,02
0,60
1,10
1,30
2,10
3,30
3,40
ж
2,05
0,04
0,02
0,59
1,10
1,20
2,00
3,20
3,30
м
9,26
0,16
0,08
2,10
5,80
6,10
9,00
13,30
13,80
ж
8,28
0,14
0,07
1,90
5,00
5,40
8,15
12,00
12,50
м
0,65
0,02
0,01
0,20
0,30
0,40
0,60
1,10
1,10
ж
0,56
0,01
0,01
0,18
0,30
0,30
0,50
0,90
1,00
м
2,33
0,10
0,05
1,32
0,30
0,60
2,10
4,90
5,40
ж
2,07
0,09
0,05
1,28
0,20
0,30
1,80
4,70
5,10
м
0,17
0,01
0,00
0,10
0,00
0,00
0,10
0,30
0,40
ж
0,14
0,01
0,00
0,09
0,00
0,00
0,10
0,30
0,40
м
0,42
0,02
0,01
0,22
0,10
0,10
0,40
0,80
1,00
ж
0,40
0,02
0,01
0,23
0,10
0,10
0,40
0,80
0,90
м
0,02
0,00
0,00
0,04
0,00
0,00
0,00
0,10
0,10
ж
0,01
0,00
0,00
0,03
0,00
0,00
0,00
0,10
0,10
Гематология
Таблица 2
Референсные интервалы гемограмм обследованных лиц
Мужчины (n = 683)
Женщины (n = 770)
способ расчета
РИ
способ расчета
РИ
U-критерий
Манна–Уитни (p)
WBC, 109/л
2,5–97,5‰ (50‰)
3,90–10,90 (6,70)
2,5–97,5‰ (50‰)
3,40–10,80 (6,50)
0,0019
RBC, 10 /л
Хср ± 1,96SD (Хср)
4,28–5,78 (5,03)
2,5–97,5‰ (50‰)
3,80–5,15 (4,44)
< 0,001
HGB, г/л
2,5–97,5‰ (50‰)
132,00–172,00 (154,00)
2,5–97,5‰ (50‰)
112,00–153,00 (133,00)
< 0,001
HCT, %
Хср ± 1,96SD (Хср)
39,51–50,95 (45,23)
2,5–97,5‰ (50‰)
34,90–45,60 (40,20)
< 0,001
Параметр
12
MCV, фл
2,5–97,5‰ (50‰)
82,00–99,00 (90,00)
2,5–97,5‰ (50‰)
82,00–98,00 (91,00)
0,2844
MCH, пг
Хср ± 1,96SD (Хср)
27,93–33,24 (30,58)
2,5–97,5‰ (50‰)
26,70–33,00 (30,20)
< 0,001
MCHC, г/л
2,5–97,5‰ (50‰)
319,00–356,00 (338,00)
2,5–97,5‰ (50‰)
314,00–349,00 (331,00)
< 0,001
RDW, %
2,5–97,5‰ (50‰)
12,10–15,40 (13,40)
2,5–97,5‰ (50‰)
12,10–15,80 (13,40)
0,6322
RET, %
2,5–97,5‰ (50‰)
0,53–2,07 (1,12)
2,5–97,5‰ (50‰)
0,50–2,03 (1,11)
0,2461
RET, 10 /л
2,5–97,5‰ (50‰)
26,10–104,40 (57,10)
2,5–97,5‰ (50‰)
22,20–92,80 (49,10)
< 0,001
PLT, 10 /л
2,5–97,5‰ (50‰)
148,00–339,00 (234,00)
2,5–97,5‰ (50‰)
152,00–372,00 (246,00)
< 0,001
MPV, фл
2,5–97,5‰ (50‰)
8,80–12,10 (10,30)
2,5–97,5‰ (50‰)
9,00–12,20 (10,40)
< 0,001
9
9
PDW, %
2,5–97,5‰ (50‰)
9,50–16,30 (12,20)
2,5–97,5‰ (50‰)
9,80–16,90 (12,50)
0,0706
PCT, %
2,5–97,5‰ (50‰)
0,16–0,34 (0,24)
2,5–97,5‰ (50‰)
0,17–0,38 (0,26)
< 0,001
NEUT, %
Хср ± 1,96SD (Хср)
37,95–71,44 (54,69)
Хср ± 1,96SD (Хср)
38,85–74,57 (56,71)
< 0,001
NEUT, 109/л
2,5–97,5‰ (50‰)
1,60–6,80 (3,60)
2,5–97,5‰ (50‰)
1,40–6,80 (3,55)
0,4249
LYMP, %
Хср ± 1,96SD (Хср)
17,70–47,79 (32,74)
Хср ± 1,96SD (Хср)
16,24–48,00 (32,12)
0,1512
LYMP, 10 /л
2,5–97,5‰ (50‰)
1,10–3,40 (2,10)
2,5–97,5‰ (50‰)
1,10–3,30 (2,00)
< 0,001
MONO, %
2,5–97,5‰ (50‰)
5,80–13,80 (9,00)
2,5–97,5‰ (50‰)
5,00–12,50 (8,15)
< 0,001
MONO, 10 /л
2,5–97,5‰ (50‰)
0,30–1,10 (0,60)
2,5–97,5‰ (50‰)
0,30–1,00 (0,50)
< 0,001
EOS, %
2,5–97,5‰ (50‰)
0,30–5,40 (2,10)
2,5–97,5‰ (50‰)
0,20–5,10 (1,80)
< 0,001
EOS, 109/л
2,5–97,5‰ (50‰)
0,00–0,40 (0,10)
2,5–97,5‰ (50‰)
0,00–0,40 (0,10)
< 0,001
BASO, %
2,5–97,5‰ (50‰)
0,10–1,00 (0,40)
2,5–97,5‰ (50‰)
0,10–0,90 (0,40)
0,0429
BASO, 109/л
2,5–97,5‰ (50‰)
0,00–0,10 (0,00)
2,5–97,5‰ (50‰)
0,00–0,10 (0,00)
0,0293
9
9
Таблица 3
Референсные интервалы основных параметров клинического анализа крови, полученные на различных анализаторах фирмы
Sysmex (по данным опубликованных исследований)
Автор, год; анализатор
J. Van den Bossche
[27], 2002
Sysmex SE9500*
J. Pfaeffli [24],
2002;
Sysmex XE5000
K. Flor [13], 2008;
Sysmex XE2100*
J. Pekelharing [23],
2010;
Sysmwx XE5000
А. А. Мингачева
[4], 2011;
Sysmex KX-21**
Количество
исследовани
Пол
HGB, г/л
RBC, 1012/л
MCV, фл
HCT, %
142
м
129,0–164,0
3,98–5,47
82,4–97,3
35–46
175
ж
110,0–144,0
3,65–4,59
88
м
88
ж
127,0–163,0
4,1–5,4
80–97
37–46
149,0–183,0
4,88–6,12
81,3–94,7
135,0–169,0
4,44–5,61
81,8–95,5
2613
м
ж
115,0–148,0
127,0–162,0
3,7–5,0
4,27–5,45
MCH, пг
MCHC, г/л
PLT, 109/л
WBC,
109/л
28,0–34,2
332–369
142–340
3,45–9,76
27–34
330–364
130–330
2,7–7,8
43,3–52,8
28,0–32,8
329,7–361
177–349
40,0–49,4
27,0–32,3
324–350
166–308
32–41
80,7–95,4
34–43
37,9–47,0
27,5–32,6
324,5–357
4,3–9,9
194–382
4,3–10,4
173–390
4,5–12,7
3,9–10,9
133
м
176
ж
332
м
124,6–169,4
4,13–5,57
78,8–94,36
35,8–48,0
26,9–33,5
328,4–368,4
130,6–334,6
3,1–7,9
240
ж
109,8–147,8
3,72–5,08
76,7–95,37
32,1–43,3
25,5–33,3
319,2–363,3
138,8–390,4
3,0–8,6
119,0–146,0
3,92–5,08
82,9–98,0
36,6–44,0
318–347
П р и м е ч а н и е. * – РИ представлены в виде 2,5–97,5‰; ** – РИ представлены в виде Хср ± 2SD.
47
КЛИНИЧЕСКАЯ ЛАБОРАТОРНАЯ ДИАГНОСТИКА, № 6, 2012
Таблица 4
Референсные интервалы показателей гемограммы обследованных (683 м и 770 ж) разных возрастных групп
Параметр
WBC, 109/л
RBC, 1012/л
HGB, г/л
HCT, %
MCV, фл
MCH, пг
MCHC, г/л
RDW, %
RET, %
RET, 109/л
PLT, 109/л
MPV, фл
PDW, %
PCT, %
NEUT, %
NEUT,
109/л
LYMPH, %
LYMPH,
109/л
MONO, %
MONO,
109/л
EOS, %
EOS, 109/л
BASO, %
BASO,
109/л
Пол
21–30 лет
(148 м, 162 ж)
31–40 лет
(165 м, 169 ж)
41–50 лет
(166 м, 161 ж)
51–60 лет
(124 м, 133 ж)
м
3,90–10,40 (6,40)
3,80–10,50 (6,70)
4,30–10,80 (6,90)
3,80–11,60 (7,00)
3,95–11,20 (6,55)
ж
3,60–11,20 (6,70)
3,50–10,50 (6,30)
3,33–10,30 (6,82)*
3,40–10,20 (6,20)
2,57–10,46 (6,51)*
3,90–5,65 (4,77)*
м
4,48–5,80 (5,14)*
4,37–5,79 (5,08)*
4,36–5,75 (5,06)*
4,20–5,64 (4,92)*
ж
3,78–4,98 (4,38)*
3,76–5,05 (4,41)*
3,81–5,08 (4,45)*
3,88–5,22 (4,55)*
3,80–5,19 (4,51)
м
138,79–172,32 (155,55)*
134,71–174,35 (154,53)*
136,33–173,17 (154,75)*
130,14–171,49 (150,81)*
124,71–170,16 (147,43)*
ж
113,14–148,29 (130,72)*
112,79–150,57 (131,68)*
113,13–151,29 (132,21)*
112,83–157,70 (135,27)*
113,0–155,0 (137,00)
м
40,48–50,55 (45,51)*
39,85–50,99 (45,42)*
40,19–51,16 (45.67)*
38,59–50,95 (44,77)*
38,50–51,10 (43,85)
ж
34,45–44,13 (39,29)*
34,80–45,30 (39,50)
34,88–45,26 (40,70)*
35,14–46,67 (40,91)*
35,29–47,09 (41,19)*
м
81,17–96,12 (88,65)*
81,66–97,89 (89,78)*
81,00–99,00 (91,00)
82,46–99,50 (90,98)*
83,51–101.20 (92,35)*
ж
82,51–97,54 (90,03)*
80,00–98,00 (91,00)
82,40–98,78 (90,59)*
83,11–97,44 (90,27)*
82,78–98,80 (90,79)*
м
27,91–32,72 (30,32)*
27,74–33,18 (30,46)*
27,40–33,10 (30,80)
27,88–33,53 (30,70)*
28,08–33,74 (30,91)*
ж
27,27–32,88 (30,07)*
26,50–33,30 (30,30)
27,09–32,98 (30,03)*
26,97–32,73 (29,85)*
27,12–32,91 (30,01)*
м
326,01–358,10 (342,05)*
316,0–357,0 (340,00)
321,86–354,30 (338,08)*
320,48-353,15 (336,81)*
315,00–356,00 (331,50)
ж
315,95–350,39 (333,17)*
315,00–351,00 (332,00)
313,45–346,68 (330,07)*
312,58–346,17 (329,27)*
313,69–346,82 (330,26)*
м
11,80–14,90 (13,00)
12,30–15,50 (13,30)
12,10–15,30 (13,40)
12,25–15,20 (13,73)*
12,54–15,58 (14,06)*
ж
12,00–16,00 (13,10)
12,00–15,70 (13,20)
12,10–16,20 (13,40)
12,09–15,46 (13,77)*
12,11–15,58 (13,84)*
м
0,46–1,87 (0,97)
0,59–2,21 (1,12)
0,61–1,99 (1,16)
0,46–1,89 (1,17)*
0,60–2,19 (1,29)
ж
0,43–2,10 (1,05)
0,50–1,94 (1,06)
0,50–2,10 (1,09)
0,60–2,03 (1,21)
0,64–1,95 (1,18)
м
21,30–104,30 (51,40)
29,30–109,7 (58,30)
32,10–96,90 (57,50)
20,74–95,50 (58,12)*
27,30–114,30 (63,20)
ж
19,10–90,60 (46,30)
20,50–89,00 (47,60)
21,00–93,10 (47,50)
26,30–92,80 (56,00)
28,20–92,90 (53,70)
м
150,26–315,90 (233,08)*
144,63–334,60 (239,61)*
147,11–330,64 (238,88)*
134,86–343,82 (239,34)*
118,36–327,52 (222,94)*
ж
155,00–392,00 (237,00)
149,11–358,42 (253,77)*
146,16–377,65 (261,91)*
167,00–379,00 (244,50)
131,62–353,12 (242,37)*
м
8,65–12,16 (10,41)8
8,80–11,86 (10,33)*
8,71–11,85 (10,28)*
8,59–12,17 (10,38)*
8,69–11,94 (10,31)*
ж
9,10–12,30 (10,50)
9,00–11,97 (10,48)*
8,61–12,21 (10,41)*
9,01–12,04 (10,52)*
8,87–11,87 (10,37)*
м
9,80–17,50 (12,30)
9,50–15,70 (12,20)
9,90–15,70 (12,10)
9,10–16,20 (12,10)
8,95–16,04 (12,49)*
ж
9,90–17,20 (12,60)
10,10–16,50 (12,70)
9,60–17,60 (12,30)
9,44-16,17 (12,81)*
9,60–16,60 (12,20)
0,13–0,33 (0,23)*
м
0,16–0,32 (0,24)*
0,16–0,33 (0,25)*
0,17–0,34 (0,24)
0,15–0,35 (0,25)*
ж
0,16–0,41 (0,25)
0,18–0,38 (0,27)
0,18–0,38 (0,28)*
0,17–0,38 (0,25)
0,14–0,36 (0,25)*
м
35,02–71,06 (53,04)*
38,80–70,37 (54,59)*
38,28–70,95 (54,61)*
38,88–73,03 (55,96)*
40,37–71,96 (56,16)*
ж
39,25–76,73 (57,99)*
39,16–75,83 (57,49)*
38,20–74,14 (56,17)*
38,65–72,32 (55,48)*
39,29–72,87 (56,08)*
2,20–6,40 (3,60)
м
1,60–6,10 (3,40)
1,40–6,60 (3,50)
1,90–6,90 (3,70)
1,60–7,10 (3,70)
ж
1,40–7,40 (3,80)
1,50–6,80 (3,50)
1,50–7,00 (3,70)
1,08–5,78 (3,43)*
1,40–7,00 (3,50)
м
18,61–50,36 (34,49)*
19,28–46,22 (32,75)*
17,91–47,80 (32,85)*
16,37–46,82 (31,60)*
15,60–46,58 (31,09)*
ж
14,03–48,18 (31,10)*
15,48–47,68 (31,58)*
16,94–47,48 (32,21)*
18,44–48,93 (33,68)*
17,12–47,60 (32,36)*
м
1,08–3,26 (2,17)*
1,20–3,40 (2,10)
1,09–3,58 (2,33)*
1,10–3,30 (2,10)
0,85–3,26 (2,05)*
ж
1,10–3,40 (2,00)
1,10–3,30 (2,00)
1,20–3,50 (2,10)
0,86–3,24 (2,05)*
1,00–3,30 (1,90)
м
6,30–13,80 (8,90)
6,00–14,00 (9,00)
5,75–14,25 (9,00)
5,06–13,28 (9,17)*
5,19–13,71 (9,45)*
ж
4,80–12,90 (7,90)
5,10–12,20 (8,10)
4,73–12,00 (8,36)*
4,40–11,66 (8,03)*
4,87–12,29 (8,58)*
м
0,30–1,20 (0,60)
0,30–1,10 (0,60)
0,30–1,10 (0,70)
0,30–1,10 (0,60)
0,30–1,15 (0,70)
ж
0,30–1,00 (0,50)
0,30–0,90 (0,50)
0,30–1,00 (0,60)
0,30–0,90 (0,50)
0,30–1,00 (0,50)
0,20–5,20 (2,40)
м
0,20–5,80 (2,00)
0,35–5.25 (2,10)
0,40–5,80 (2,15)
0,10–5,30 (2,00)
ж
0,20–5,40 (1,60)
0,20–5,00 (1,60)
0,30–4,70 (1,90)
0,30–5,40 (1,90)
0,10–5,10 (1,90)
м
0,00–0,40 (0,10)
0,00–0,40 (0,10)
0,00–0,40 (0,20)
0,00–0,40 (0,20)
0,00–0,40 (0,20)
ж
0,00–0,40 (0,10)
0,00–0,40 (0,10)
0,00–0,40 (0,10)
0,00–0,40 (0,10)
0,00–0,40 (0,10)
м
0,10–0,90 (0,40)
0,00–1,00 (0,40)
0,10–0,90 (0,40)
0,10–1,10 (0,40)
0,10–1,00 (0,40)
ж
0,10–0,90 (0,30)
0,10–1,00 (0,40)
0,10–0,90 (0,40)
0,10–1,00 (0,40)
0,00–0,90 (0,40)
м
0,00–0,10 (0,00)
0,00–0,10 (0,00)
0,00–0,10 (0,00)
0,00–0,10 (0,00)
0,00–0,10 (0,00)
ж
0,00–0,10 (0,00)
0,00–0,10 (0,00)
0,00–0,10 (0,00)
0,00–0,10 (0,00)
0,00–0,10 (0,00)
П р и м е ч а н и е. * – РИ представлены в виде Хср ± 1,96SD (Хср), остальные данные – в виде 2,5–97,5‰ (50‰).
48
Старше 60 лет
(80 м, 145 ж)
Гематология
снижает вероятность контаминации полученных результатов данными от нездоровых обследуемых, т. е. отвечает
требованиям, предъявляемым к референсной группе. Тем
не менее нельзя полностью гарантировать, что в выборку
не вошли патологические результаты. Впрочем, такую ситуацию нельзя исключить даже при прямом (классическом)
наборе референсной группы.
Анемия является наиболее распространенной гематологической патологией, особенно у женщин, поэтому нижняя
граница РИ для концентрации гемоглобина имеет большое
значение в диагностике этого состояния. В настоящее время
большинство гематологов при диагностике анемии ориентируются на данные ВОЗ, полученные в 1968 г. (HGB у мужчин
менее 130 г/л, у женщин – менее 120 г/л [8]. Эти значения
многими авторами подвергаются критике как полученные
при использовании устаревших методов исследования.
В многочисленных статьях и справочниках нижняя граница РИ для концентрации гемоглобина у женщин указана
менее 120 г/л, а в некоторых источниках даже менее 110 г/л.
В полученных нами данных нижняя граница РИ (2,5‰) для
концентрации гемоглобина у женщин составляет 112 г/л, что
полностью совпадает с таковой в прилагаемом Руководстве
к используемому анализатору, разработанному фирмойпроизводителем Sysmex Corporation.
E. Beutler и J. Waalen в письме редакторам журнала
“Blood” (2006 г.) отмечают, что при анализе данных, полученных при проведении больших национальных обследований американской популяции (NHANES III, Scripps–Kaiser)
для диагностики анемии, учитывая распространенность
этого заболевания у женщин, в качестве нижней границы
РИ для концентрации гемоглобина предложено использовать 5‰. Даже учитывая строгие критерии отбора в исследование NHANES III для исключения анемии, эта граница у
обследованных белых женщин составляет 119 г/л (граница
2,5‰ составляет 116 г/л) [7]. Кроме того, РИ параметров
гемограммы в базе данных NHANES III приведены в виде
5–95‰ [17].
Исходя из этого, женщинам, у которых зарегистрировано снижение концентрации гемоглобина ниже 5‰ границы
РИ, полученного в нашем исследовании, т. е. менее 115 г/л,
целесообразно рекомендовать проведение дополнительных
исследований (полный спектр биохимических маркеров обмена железа, исследование параметров ретикулоцитов) для
верификации возможного диагноза железодефицитной или
другого типа анемии.
Полученные “локальные” РИ могут быть использованы
в качестве референсных значений в ЗАО “Лаборатория XXI
век”, так как они были разработаны на основании имеющейся
базы данных обследуемой популяции с учетом обсужденных
выше ограничений. Приведенные РИ могут быть использованы также при работе на анализаторах Sysmex серии XT2000i в других лабораториях при условии проверки данных
по результатам обследования 20 здоровых представителей
популяции, обслуживаемой лабораторией.
Л итература
1. Волкова С. А., Маянский Н. А., Боровков Н. Н. и др. // Гематол. и
трансфузиол. – 2008. – Т. 53, № 1. – С. 21–27.
2. ГОСТ Р53022-3 – 2008. Технологии лабораторные и клинические. Требования к качеству лабораторных исследований. Правила оценки клинической эффективности лабораторных тестов.
– М., 2008.
3. Кишкун А. А. Руководство по лабораторным методам диагностики. – М., 2008.
4. Мингачева А. А. Совершенствование преаналитического, аналитического и постаналитического этапов гематологических исследований: Автореф. дис. ... канд. мед. наук. – Саратов, 2011.
http://www.sgmu/ru/sci/dissov/notice/ar/ar 0000000469.pdf
5. Реброва О. В. Статистический анализ медицинских данных.
Применение прикладных программ Statistica. – М., 2002.
6. Тропская М. С., Луговская С. А., Данилова Е. М., Волкова Е. Н. //
Клин. лаб. диагн. – 2011. – № 6. – С. 26–32.
7. Beutler E., Waalen J. // Blood. – 2006. – Vol. 107. – P. 1747–1750.
8. Blanc B., Finch C. A., Hallberg L. et al. Nutritional anaemias. Report
of a WHO Scientific Group. WHO Tech. Rep. Ser. – 1968. – Vol.
405. – P. 1–40.
9. Block B. J., Dolan C. T., Miller G. C. et al. // Am. J. Clin. Pathol. –
2003. – Vol. 120. – P. 662–670.
10. Ceriotti F. // Clin. Biochem. Rev. – 2007. – Vol. 28. – P. 115–121.
11.Clinical and Laboratory Standards Institute. Defining, Establishing,
and Verifying Reference Intervals in the Clinical Laboratory;
Approved Guideline. 3-rd Ed. – Wayne, PA, 2008.
12.Directive 98/79/EC of the European Parliament and of the Council of
27 October 1998 on in vitro diagnostic medical devices // Official J.
Eur. Commun. – 1998. – L331/1–L331/37.
13. Flor K. S., Narváez L. G., Cruz M. // Rev. Mex. Patol. Clin. – 2008.
– Vol. 55, N 4. – P. 207–215.
14. Gräsbeck R. // Clin. Chem. Lab. Med. –2004. – Vol. 42. – P. 692–697.
15. Herklotz R., Lüthi U., Ottiger C., Huber A. R. // Band 63. –2006. – Bd
63, N 1. – S. 5–24.
16. Hoffman R. G. // K/ A. M. – 1963. – Vol. 185. – P. 864–873.
17. Hollowell J. G., Van Assendelft O. W., Gunter F. W. et al. // Vital
Health Stat. – 2005. – Vol. 247. – P. 1–156.
18. Horn P. S., Feng L., Li Y., Pesce A. J. // Clin. Chem. – 2001. – Vol.
47. – P. 2137–2145.
19. Horowitz G. L. // J. IFCC. – 2008. – Vol. 19, N 2. – P. 1-11.
20. Jones G., Berker A., Tate J. et al. // Clin. Biochem. Rev. – 2004. –
Vol. 25. – P. 99–104.
21. Katayev A., Balceza C., Seccomble D. W. // Am. J. Clin. Pathol. –
2010. – Vol. 133. – P. 180–186.
22. Malati T. // Indian J. Clin. Biochem. – 2009. – Vol. 24, N 2. – P.
111–122.
23. Pekelharing J. M., Hauss O., de Jonge R. et al. // Sysmex J. Int. –
2010. – Vol. 20, N 1. – P. 1–11.
24. Pfaeffli J. // Sysmex J. Int. – 2002. – Vol. 12. – P. 18–23.
25. Siest G. // Clin. Chem. Lab. Med. – 2004. – Vol. 42. – P. 810–816.
26. Tsang C. W., Lazarus R., Smith W. et al. // Clin. Chem. – 1998. – Vol.
44. – P. 96–101.
27. Van den Bossche J., Devreese K., Malfait R. et al. // Clin. Chem. Lab.
Med. – 2002. – Vol. 40, N 1. – P. 69–73.
Поступила 20.12.11
49