Det er kostbart med mange falske alarmer. De
skaper forsinkelser, merarbeid og l?)ker utgiftene
til reagenser. I praksismåvi derfor unngåkontroll–
regler av typen "Alarm hvis minst en av to kon–
troller i en analyseserie er utenfor 2 standardavvik
fra gjennomsnittet" (1
2
,.
N=2), fordi en slik regel
fl?)rer til alarm i 9 % av analyseseriene når meto–
den er helt stabil.
Det vi må sikre oss, er at vi ikke gir ut svarmed
feil stl?)rre enn tillatt totalfeil. Med andre ord:
Vi
må ikke på falsk grunnlag godkjenne en analyse–
serie
(8). I figur 4og5 er sannsynligheten for falsk
godkjenning plottet som funksjon av henholdsvis
O.00007
r---,----,--.-----,------,
C)
c:
'§
0.00006
Q)
'SZ'
'8
0.00005
C)
.);:.
(/)
J§
....
.E
Q)
.c:
F
o.oooo2
c:
>.
(/)
§
0.00001
ro
(/)
2
4
6
8
10
Systematisk feil målt i antall s
Figur 4
Sannsynlighet for falsk godkjenning ved bruk
av kontrollregiene 1
2
,
og
l
3
,
med
2
kontroller
i
analyseserien, som funksjon av systematisk feil. Det
stabile standardavvik er
2,2
%avmåIeverdien og tillatt
totalfeil (TE) er 15%avmåleverdien
systematiskeog tilfeldige feil. Sannsynligheten for
falsk godkjenning erproduktet av sannsynligheten
for ikke-alarm og sannsynligheten for at analyse–
svaret er utenforTE. Analysen er serum-kreatinin,
s er 2,2 % av måleverdien og TE. er 15 % (CLIA
'88) avmåleverdien, det vil si atTE=6,82. Hvis vi
velger å bruke kontraliregelen "Alarm hvis minst
en av to kontroller i en analyseserie er utenfor 3
standardavvik fra gjennomsnittet" (1
3
, ,
N=2), er
det i dette tilfellet lite sannsynlig at vi skal gi ut
svar med for stor feil. Den maksimale sann–
synligheten l?)ker fra 0,000002 til 0,00006 ved å
bruke regelen 1
3
,
istedet for 1
2
, ,
når detertale om
jllkning i systematiske feil. Ved relativt små avvik
er faren for falsk godkjenning praktisk talt null,
Klinisk Kemi
i
Nordeli
3, 1998
fordi det er langt igjen til TE. Ved store avvik er
faren for falsk godkjenning også lik null, fordi
kontrollregelen gir alarmog analyseserien forkas–
tes. En viss liten fare for falsk godkjenning sees
bare når avviket er "middels" stort, det vii si stort
nok til å gi en viss sannsynlighet for at analyse–
svaret kommer utenfor TE, men samtidig lite nok
til at det er vanskelig for kontrollregelen åoppdage
avviket (8).
Faren for falsk alarm er
langt
stl?)rre. Sann–
synligheten er falsk alarm er produktet av sann–
synligheten for alarm og sannsynligheten for at
Tilfeldig feil målt i antall s
Figur 5
Sannsynlighet for falsk godkjenning ved bruk
av kontrollregiene 1
2
,
og l
3
,
med
2
kontroller
i
analyse–
serien, som funksjon av tilfeldig feil. Det stabile
standardavviker
2,2%
avmåleverdienog tillatt totalfeil
(TE) er 15%av måleverdien
analysesvaret ikke er utenforTE. I figur 6 og 7 ser
vi at sannsynligheten for falsk alarm er betydelig
allerede ved små l?lkninger i systematiske og
tilfeldige feil , og er klart stl?)rre for regelen 1
2
,
enn
for 1
35
Ved et systematisk avvikpå om lag 4s er vi
nesten helt sikre på å få falsk alarm - om vi nå
bruker den ene eller den andre kontrollregelen -
fordi begge regler gir alarm med sannsynlighet
omtrent l ,O (se figur 2), og det er enda så langt
igjen tilTE (6,8-4=2,8) at faren for at analysesvaret
skal falle utenfor den grensen praktisk talt er lik
null. Trolig bl?)r vi her velge en kontrollregel som
er mindre fjlllsom enn 1
3
,,
for eksempel 1
35
,
eller
endog 1
45
91
