tall s, og kaller denne st!i)rrelsen for TE, dvs.
TE=TE.fs. TE blir derved normalisert og dimen–
sjonsl!ils.
Kritiske systematiske feil defineres gjeme som
TE-1,65, fordi sannsynligheten da er 0,05 (5
%)
for at analysesvaret faller utenfor TE, se figur l.
Tilsvarende defineres kritiske tilfeldige feil som
o
.4
r-T-..--.-....--;,........,.--,.----r>~<--,-.,-,--r-,---,--,
11
0.3
~
Cll
:2>
0.2
c:
>–
(/)
c
c
J!]
0.1
5%
o.o
'--'.......d._..L.--'----'""'......___-'---C""--1--'.--l..:'-'---'---'--'
-5
o
5
10
s
Figur l
Sannsynlighetstetthet av analysesvar ved ingen
systematiskfeil (kurventil venstre) og ved en systematisk
fe il somfrjJrer til at5%avanalysesvarenefaller utenfor
grensenfor tillatt totalfeil (kurventil hpyre). TEer tillatt
tota/feil (angitt iantal/ standardavvik
J,
oggjennomsnittet
i fordelingen til hpyre er TE-1,65. Enhet på x-aksen er
anta/l standardavvik
TE/1,96, det vii si en !i)kning i analysens standard–
avvik fra s til TE/ l
,96,
fordi sannsynligheten da
er 0,05 for at analysesvaret faller utenfor TE.
Vi b!ilr velge kontrollregler med h!ily sann–
synlighet for alarm, minst 0,9, hvis en kritisk feil
har oppstått.
I
så fall kan vi vrere rimelig trygge på
at vi oppdager feilen i den f!i)rste analyseserienden
forekernmer og ikke gir ut analysesvar med feil
som er st!ilrre enn TE
(4).
Problemet med kontrollregler, sommed andre
tester, er at de kan gi både falske og sanne alarmer.
Vi vii gjeme ha regler som ikke gir alarm f!ilr det
er n!i)dvendig, det vii si f!i)rst når en kritisk feil har
inntrådt. Slike regler finnes ikke, se figur 2 og 3,
som viser styrkefunksjonen for to vanlig bruke
kontrollregler. Sannsynligheten for alarm !ilkermed
0kende st0rrelse på feilen, men er ikke null selv
om analysen er helt stabil (uendret standardavvik
og ingen systematisk feil). Vi må alltid inngå et
90
1.
o
,---,----.------,-,:=----.c:="-r----,
0.9
E 0.8
..._
ro
ro o.?
..._
E
0.6
Q)
.I::.
0.5
.!21
~
0.4
(/)
2
0.3
ro
(/) 0.2
0.1
O.O
'==::::._.J....__.,L__....L.__
_j__
__j___
__j
o
2
3
4
5
6
Systematisk feil målt i antall s
Figur 2
Styrkefunksjoner ved systematiske feil for
kontrollregiene 12> og
J
3
,
med
2
kontroller i analyse–
serien. Sannsynligheten for alarm erplottet somfunksjon
av fe ilens strjJrrelse
E
..._
ro
ro
..._
E
-
Cll
.I::.
.!21
~
0.4
(/)
2
0.3
ro
(/) 0.2
0.1
O.O
"'-----'---L.._---'---..___
__j
1
2
3
4
5
6
Tilfeldig feil målt i antall s
Figur 3
Styrkefunksjoner ved tilfeldige feil for
kontrollregiene
J
2
,
og 1
3
,
med
2
kontroller
i
ana/yse–
serien. Sannsynlighetenforalarm erplattet somfunksjon
av feilens strjJrrelse
kompromiss mellom lav sannsynlighet for falsk
alarm og tilstrekkelig h!ily sannsynlighet for sann
alarm. Ved å sammenlikne figur
2
og
3
ser vi også
at endringer i systematiske feil påvises lettere enn
endringer i tilfeldige feil. Det kan vrere gunstig,
idetmoderne analysemaskiner trolig ermer utsatte
for systematiske avvik enn for at presisjonen
forringes.
Klinisk Kemi
i
Norden 3, 1998
