Hodnocení kvality měření šíjového projasnění v prvním

cs22
Původní práce
Hodnocení kvality měření šíjového projasnění v prvním
trimestru těhotenství
Martin Hynek1,2,4 , David Stejskal1 , Jana Zvárová3,4
1
2
3
Gennet, Centrum fetální medicíny, Praha, Česká republika
Gynekologicko-porodnické oddělení, Fakultní Thomayerova nemocnice, Praha, Česká republika
Oddělení medicínské informatiky, Ústav informatiky Akademie věd ČR, v.v.i., Praha, Česká Republika
4
Ústav hygieny a epidemiologie, 1. lékařská fakulta, Univerzita Karlova v Praze, Česká republika
Souhrn
Cíl: Zhodnocení a srovnání metod pro hodnocení kvality
měření šíjového projasnění (NT) u plodu.
Metodika: Pro studii byly použity hodnoty NT naměřené u plodů během jednoletého období na našem pracovišti. Pomocí retrospektivních metod hodnocení kvality
navržených Nadací fetální medicíny (FMF) a Nemocnicí
pro ženy a děti ve státě Rhode Island (WIHRI) byl zhodnocen celý soubor dat a soubory měření jednotlivých sonografistů. Dále byly použity prospektivní metody statistické regulace procesů (SPC), a to Shewhartův x a s diagram, diagramy exponenciálně váženého pohyblivého průměru (EWMA) a kumulativních součtů (CUSUM).
Výsledky: Pro navrženou analýzu bylo k dispozici tři tisíce
pět set sedmdesát osm měření NT od sedmi sonografistů.
Při aplikaci retrospektivních metod tři sonografisti nesplnili z důvodu podhodnocování kritéria FMF a jeden kritéria
WIHRI. Metody SPC odhalily u tří sonografistů neuspokojivou úroveň z důvodu podměřování, u tří sonografistů
celkově uspokojivou úroveň s přechodnými obdobími nada podměřování a u jednoho sonografisty byla kvalita měření
vynikající.
MUDr. Martin Hynek
Závěr: Hodnocené metody SPC ukázaly těsnou shodu s retrospektivními metodami a zároveň výhodu, že je lze použít
prospetivně a v případě neuspokojivé kvality měření rychle
zasáhnout. Jako nejvhodnější se ukázaly metody EWMA
a CUSUM.
Klíčová slova
šíjové projasnění, regulační diagram, statistická regulace
procesu, kumulativní součet, exponenciálně vážený pohyblivý průměr, prenatální screening
Kontakt:
MUDr. Martin Hynek
Gennet, Centrum fetální medicíny
Adresa: Kostelní 9, 170 00 Praha 7
E–mail: [email protected]
1
Úvod
Šíjové projasnění (nuchální translucence, NT) představuje ultrazvukový obraz kolekce tekutiny pod kůží krku
plodu, které lze rozlišit a měřit v první trimestru těhotenství [1, 2]. Bylo prokázáno, že sám o sobě je nejefektivnějším markerem trizomie 21. chromozómu a všech ostatEJBI – Ročník 7 (2011), číslo 1
EJBI 2011; 7(1):22–32
zasláno: 15. září 2011
přijato: 24. října 2011
publikováno: 20. listopadu 2011
ních závažných chromozomálních aneuploidií [3, 4]. S rostoucím gestačním stářím (gestational age, GA) tloušťka
NT roste a délka GA se stanovuje na základě měření temenokostrční délky (crown-rump length, CRL). Screening chromozomálních aneuploidií je založen na výpočtu
individuálního pacientského rizika, kdy se a priorní riziko dané věkem matky a délkou gestace vynásobí ko-
c
2011
EuroMISE s.r.o.
Hynek, Stejskal, Zvárová – Hodnocení kvality měření šíjového projasnění
eficientem pravděpodobnosti stanoveným na základě odchylky naměřeného NT plodu od očekávaného mediánu
pro dané CRL. Jedním z obvyklých přístupů, jak kvantifikovat rozdíl naměřeného NT a očekávaného mediánu,
podobnému přístupu, který je používán u laboratorních
hodnot, je vydělit naměřené NT očekávaným mediánem
a použít dále takto získaný násobek mediánu (multiple of
median, MoM) [5, 6]. Základním předpokladem u tohoto
MoM přístupu je, že logaritmicky transformované hodnoty
MoM u plodů s trizomií 21 a u normálních plodů sledují
normální rozdělení a že poměr výšek rozdělení pro daný
MoM odpovídají koeficientu pravděpodobnosti pro trizomii 21. Individuální pacientské riziko je potom stanoveno
vynásobením věkem daného a priorní riziko koeficientem
pravděpodobnosti pro daný MoM [5, 7]. Na základě screeningu pomocí kombinace věku matky a NT plodu lze
zachytit cca 70 % plodů s Downovým syndromem při 3%
falešné pozitivitě a kombinací věku matky, NT plodu a biochemických markerů volné β-podjednotky lidského choriogonadotropinu (fβ-hCG) a těhotenského plazmatického
proteinu A (PAPP-A) až cca 85 % [4, 8].
Hodnoty NT vykazují vyšší variabilitu než biochemické
markery z důvodu chybění automatizace a výrazné závislosti na osobě sonografisty [9]. Kromě toho bylo prokázáno, že i malé odchylky v měřených hodnotách NT mají
za následek změnu v efektivitě screeningu [10]. Z těchto
důvodů je velmi důležité mít jasně definované mezinárodní
doporučené postupy a zavedené programy kontroly kvality, aby variabilita zůstávala co nejnižší a byla zachována
uspokojivá efektivita screeningu [2, 11].
Mezinárodní doporučený postup stanovující standardizované podmínky pro měření NT byl vypracován Nadací fetální medicíny v Londýně (Fetal Medicine Foundation, FMF), která zároveň vytvořila výcvikový a akreditační program a provádí kontrolu kvality [2]. Obecně lze
rozlišit kvalitativní a kvantitativní kontrolu kvality měření NT [11, 12, 13]. Kvalitativní zahrnuje bodové ohodnocení ultrazvukových obrázků podle předem daných kriterií vyškoleným expertem a v této práci se mu nebudeme
věnovat. Kvantitativní spočívá ve srovnávání naměřených
hodnot NT s referenčními hodnotami nebo ve zhodnocení
jejich distribuce.
První kontrola kvality NT, kterou do praxe uvedla
FMF, byla založena na ročním stanovení podílu naměřených hodnot NT nad a pod určitými percentily [2].
V roce 2008 Palomaki a kol. [14] z Nemocnice pro ženy
a děti ve státě Rhode Island (Women & Infants Hospital of Rhode Island, WIHRI) navrhli použít pro hodnocení kvality stejné tři epidemiologické parametry, které se
osvědčily pro monitoring biochemických markerů, tj. medián NT MoM, logaritmus směrodatné odchylky NT MoM
(SD log10 (NT MoM)) a procentuální nárůst tloušťky NT
za gestační týden.
Pokud se podíváme na otázku kontrolu kvality globálně, existuje celá řada metod statistické regulace procesů (statistical proces control, SPC), původně vyvinutých
c
2011
EuroMISE s.r.o.
cs23
v průmyslu ke sledování kvality výrobků. Jejich původ
sahá do roku 1926, kdy Walter Shewhart, pověřený Bellovými laboratořemi ke zlepšení kvality vyráběných telefonních přístrojů, vyvinul jednoduchou grafickou metodu ke
sledování kvality [15, 16] - první z následně rychle narůstající škály regulačních diagramů. Od té doby se v průmyslové výrobě tyto metody opakovaně osvědčily [15]. Typický regulační diagram Shewhartova typu je diagram,
kde je znázorněna centrální linie (center line, CL), značící
průměrnou nebo očekávanou cílovou hodnotu charakteristiky znaku kvality, a dvě regulační meze, horní (upper control limit, UCL) a dolní (lower control limit, LCL). Tyto
meze vymezují interval, ve kterém se s velkou pravděpodobností pohybují charakteristiky znaku kvality, pokud je
proces v požadovaném stavu. Pokud padnou hodnoty charakteristiky znaku kvality mimo tyto meze, je proces považován za „mimo“ požadovaný stav a je třeba snažit se nalézt příčinu a provést korekci. Jako charakteristiky znaku
kvality se používají zejména průměr x (x diagram), směrodatná odchylka s (s diagram), variační rozpětí R (R diagram) a další [15, 16]. Nicméně, tyto diagramy jsou málo
citlivé k detekci malých změn v procesu řádově zhruba
1,5σ a méně [15]. V těchto případech představují vhodné
alternativy speciální typy regulačních diagramů využívající kumulativní součty (CUSUM) a exponenciálně vážený
pohyblivý průměr (EWMA). Ty jsou schopné rychle detekovat i malé změny, neboť nevyužívají pouze informaci,
kterou s sebou nese poslední bod vynášený do diagramu
tak, jako v případě Shewhartových diagramů, ale využívají „historické“ informace všech předchozích bodů.
První aplikace SPC metod na hodnocení medicínských
dat se objevily v 70. letech [17]. Jejich schopnosti odhalit
suboptimální klinickou péči byly dokumentovány v různých oborech a situacích - intervenční výkony, obecná,
kardiovaskulární a hrudní chirurgie, anesteziologie a ortopedie, a to při sledování úspěšnosti a četnosti komplikací u výkonů a operací, mortality a výskytu infekcí
[18, 19, 20]. Hlavní výhodou SPC metod je jejich možnost použít je prospektivně a s toho plynoucí schopnost
časné detekce odchýlení od požadovaného stavu s okamžitou zpětnou vazbou a eventuální korekcí. Mezi v medicíně
nejpoužívanější SPC metodu patří CUSUM [17]. A byla
to právě tato metoda, kterou Biau a kol. [17] poprvé navrhl pro kontrolu kvality měření NT, kdy pro vyjádření
odchylky NT od očekávaného mediánu použil mm. Následně, Sabria a kol. [9] rozšířil aplikaci CUSUM na odchylku udávanou v MoM.
Cílem této práce je zhodnotit možnosti využití metod, které již byly navrženy jako vhodné pro kontrolu kvality měření NT u plodu (metody FMF, WIHRI,
CUSUM) a dále rozšířit toto spektrum o regulační diagramy Shewhartova typu a EWMA. Pro jejich aplikace
bude využito skutečných měření NT z našeho pracoviště.
Vzhledem k tomu, že screeningové metody jsou na našem
pracovišti založeny na odchylkách NT v MoM, budou veškeré metody využívat NT měření vyjádřená v MoM.
EJBI – Ročník 7 (2011), číslo 1
cs24
2
Hynek, Stejskal, Zvárová – Hodnocení kvality měření šíjového projasnění
Soubor a metodika
Soubor
Pro navrženou studii byly použity NT naměřené
u plodů během jednoletého období od července 2010 do
června 2011 v Centru pro fetální medicínu Gennet v Praze.
Z naší databáze jsme získali pro každou hodnotu NT délku
CRL, datum provedení ultrazvukového vyšetření a jméno
sonografisty. Pouze plody z jednočetných těhotenství, bez
známé chromozomální a orgánové vady, s délkou CRL od
45 do 84 mm a NT hodnotami od 0,1 do 4,0 mm byly
zahrnuty do zpracování. Vzhledem k tomu, že se naše pracoviště řídí doporučeními FMF, byla pro výpočet referenčního mediánu NT použita závislost publikovaná Nicolaidesem a kol. [21]: log10 NT = −0, 3599 + 0, 0127CRL −
0, 000058CRL2 , SD log10 (NT MoM) = 0,12. Každé měření NT bylo transformováno do NT MoM a následně
log10 NT MoM a předpoklad normality log10 NT MoM
byl ověřen konstrukcí normálního grafu. Pro statistické
zpracování bylo použito programovací prostředí pro statistické výpočty R (R Development Core Team 2010) [22]
a R balíčky qcc a iqcc pro regulační diagramy kvality
[23, 24].
FMF a WIHRI metody
Tyto dvě metody kontroly kvality založené na posouzení charakteru rozložení naměřených NT byly aplikovány
na celý soubor a zvlášť na každého sonografistu. Postup
FMF [2] počítá podíl NT nad a pod očekávaným mediánem (očekávaných je 50 %, přípustné rozmezí 40 − 60 %),
nad očekávaným 95. percentilem a pod očekávaným 5. percentilem (očekávaných je 5 % s akceptovatelným rozmezím
4 − 6 %).
Metoda WIHRI [14] zkoumá medián NT MoM (očekávaný 1,0, rozmezí 0, 90 − 1, 10), SD log10 (NT MoM)
(očekávaných 0, 08 − 0, 14) a procentuální nárůst tloušťky
NT za gestační týden (očekáváno 20% za týden, rozmezí
15 − 35%).
Metody statistické regulace procesů
Následeně jsme pro náš soubor dat použily vybrané
SPC metody. V tomto případě pouze pro každého sonografistu zvlášť, protože interpretace celého souboru by byla
obtížná.
Ultrazvukové vyšetření
Prvotrimestrální ultrazvukové vyšetření bylo prováděno mezi 10. týdnem+6. dnem - 13. týdnem+6. dnem těhotenství sedmi sonografisty označenými A až G, z nichž
sonografisté A-F jsou akreditovaní u FMF a postupující
pravidelné každoroční audity. Sonografista G akreditován
ještě nebyl. Pacientky byly k jednotlivým sonografistům
přidělovány náhodně. Veškerá vyšetření byla provedena na
ultrazvukových přístrojích Voluson E8 pomocí transabdominální 4-8-MHz 3D/4D sondy a Vivid 7 pomocí transabdominální 7-MHz sondy (oba General Electric Medical
Systems, Kretztechnik GmbH & Co, Rakousko). Měření
NT plodu bylo prováděno v souladu se současnými FMF
Obrázek 1: Měření šíjového projasnění podle protokolu Nadace
doporučeními [2]:
• CRL plodu mezi 45-84 mm,
fetální medicíny. NT, šíjové projasnění, Sk, kůže, NaT, špička
nosu, NB, nosní kost, D, diencephalon.
Sledovaným znakem kvality je log10 NT MoM, o němž
• adekvátní velikost obrazu taková, aby hlava a hrudse předpokládá, že má normální rozdělení. Při konstrukci
ník plodu zaujímaly celou obrazovku,
regulačních diagramů musíme znát cílový průměr našich
• přísně medio-sagitální rovina zobrazení hlavy plodu, měření µ a směrodatnou odchylku σ, které představují
tj. je patrná echogenní špička nosu, obdélkový tvar požadovaný stav a na jejichž základě se stanoví CL, UCL
tvrdého patra ventrálně, hypoechogenní diencepha- a LCL [15].
Pro náš případ je cílový průměr µ = 0. Akceptolon uprostřed a šíjové projasnění dorsálně,
vatelné rozmezí vymezující požadovaný stav bylo stanoveno na 0, 90 − 1, 10 NT MoM, tj. stejné, jaké použil
• plod v neutrální flexi,
Palomaki a kol. [14] ve WIHRI studii a Sabria a kol.
• nejširší patrná část šíjového projasnění měřena s ka- [9] a které je založeno na širokých znalostech vlivu nelipery umístěnými na vnitřní hranice linií ohraniču- přesností sérových markerů na odhady rizika pro Downův syndrom [25]. Tento interval NT MoM odpovídá injících NT.
tervalu log10 NT MoM ⊂ (−0, 0458; 0, 0414). Avšak pokud bychom měli stanoveny dvě rozdílné hodnoty, znaPříklad takového měření NT je na Obrázku 1.
EJBI – Ročník 7 (2011), číslo 1
c
2011
EuroMISE s.r.o.
cs25
Hynek, Stejskal, Zvárová – Hodnocení kvality měření šíjového projasnění
menalo by to, že přikládáme jinou váhu posunu průměru sledovaného procesu směrem nahoru a směrem dolů
a to není v souladu se základními principy SPC [15].
Vzhledem k tomu, že podhodnocování měření NT je daleko častější a vede k poklesu efektivity screeningového
testu, rozhodli jsme se nastavit akceptovatelný interval
log10 NT MoM symetricky na ±0, 0458. Ten odpovídá
0, 90 − 1, 11 NT MoM, což je klinicky zcela přijatelné.
SD log10 (NT MoM) = 0,086, které je odvozené z našeho celého souboru, je výrazně nižší než to, které před
13 lety získal Nicolaides (σ = 0, 12) [21]. Nicméně, pokud
bychom použily jeho σ jako referenční hodnotu, získali
bychom regulační meze, které jsou příliš „volné“ a neodpovídající skutečné situaci. Mimo to, pokud nahlédneme
do literatury, zjistíme, že během posledních let dochází
k pozvolnému poklesu zjišťované SD: 0,12 v roce 1998
(soubor n = 95476) [21], 0,105 v roce 2007 (n = 23462)
[14], 0,079 v roce 2008 (n = 38791) [7]. Domníváme se, že
hlavním důvodem je rychlý technický vývoj ultrazvukových přístojů s vyšším rozlišením a lepšími technologiemi
pre- a postprocesingu stejně tak jako lepší ultrazvukový
výcvik a programy certifikace a pravidelných auditů sonografistů. Z těchto důvodů jsme se rozhodli použít jako
odhad σ naše SD log10 (NT MoM) = 0,086.
Pro účely návrhu a posouzení regulačních diagramů se
používá průměrný počet hodnot v regulačním diagramu,
které jsou třeba k tomu, aby bylo indikováno překročení
regulačních mezí (average run length, ARL). ARL0 (ARL
pro nulovou hypotézu) představuje počet hodnot procesu
nutných k tomu, aby extrémní hodnota způsobená přirozenou variabilitou procesu v požadovaném stavu byla
interpretována jako „mimo“ požadovaný stav (odpovídá
chybě I. druhu). Naproti tomu, ARL1 (ARL pro alternativní hypotézu) vyjadřuje počet hodnot stavu, který je
v diagramu zobrazen v rozmezí regulačních mezí, ačkoli
ve skutečnosti je proces „mimo“ požadovaný stav (odpovídá chybě II. druhu) [15, 16]. Cílem je přirozeně nastavit
regulační meze tak, aby bylo co nejnižší ARL1 a zároveň
co nejvyšší ARL0.
kde k je vzdálenost regulačních mezí od centrální linie
vyjádřená v násobcích směrodatné odchylky. Obvykle se
volí k = 3, kdy pravděpodobnost toho, že proces v požadovaném stavu se bude pohybovat mezi těmito mezemi,
je 0,9973 nebo k = 2 pro pravděpodobnost 0,9544. Pokud je v našem případě požadované rozmezí ±0, 0458
a σ = 0, 086, je potom nejmenší možná velikost dílčího
√
výběru N podle vztahu 1: 0, 0458 ≥ 0 + k(0, 086/ N ).
Tedy, pro k = 3 je N = 32. Vezmeme-li do úvahy průměrný počet ultrazvukových vyšetření prováděných jedním sonografistou, vedlo by to k příliš málo častým kontrolám. Racionálnější volbou je N = 15 pro k = 2, kdy
jsme si ale vědomi toho, že chyba I. druhu činí téměř 5 %.
Meze pro s diagram jsou umístěny [15]
q
U CL = c4 σ + kσ 1 − c24
(4)
CL = c4 σ
(5)
q
LCL = c4 σ − kσ 1 − c24
(6)
kde c4 je konstanta zajišťující nevychýlenost výběrové
směrodatné odchylky, která je definována jako [16]
q
Γ( N2 ) N 2−1
c4 =
(7)
Γ( N 2−1 )
kde Γ(.) je gama funkce. Pro N = 15 je c4 = 0, 9823.
Analogicky jako v předchozím případě je volba k = 2.
Pro zvýšení citlivosti Shewhartových regulačních diagramů k detekci nenáhodných změn navrhl Shewhart řadu
pomocných pravidel. V naší studii jsme použili jeho pravidlo sedmi následných hodnot na téže straně od centrální linie, kdy pravděpodobnost náhodného výskytu tohoto stavu je p = 0, 57 = 0, 0078 [15, 23].
Diagram exponenciálně váženého pohyblivého
průměru V Shewhartových regulačních diagramech závisí rozhodnutí o stavu procesu vždy na posledním vyneseném bodu. Naproti tomu v regulačních diagramech využívajících EWMA (označovaný také jako pohyblivý geoRegulační diagramy Shewhartova typu Pro moni- metrický průměr) je důležitost v různé míře dávána také
toring průměru a variability měřených NT jsme použili všem předchozím hodnotám. Exponenciálně vážený průkombinaci Shewhartových x a s regulačních diagramů. měr je kalkulován pokaždé znovu s každou novou naměřeVýběrové průměry x a směrodatné odchylky s jsou vypo- nou hodnotou jako [26]
čítány pro dílčí výběry o velikosti N a následně vyneseny
do diagramu společně s CL, UCL a LCL. V našem případě
Zt = λxt + (1 − λ)Zt−1
(8)
se každý výběr sestává ze všech následných měření, které
byly provedeny od posledního výběru. Použití dílčích vý- kde λ je konstanta určující váhu (0 < λ ≤ 1) a počáteční
běrů
√ má tu výhodu, že variabilita výběrového průměru je hodnota EWMA v čase t = 0 je Z0 = µ (cílový průměr).
N -krát nižší než variabilita populace, ze které pochází Obvykle je voleno λ = 0, 2 [26] nebo λ = 0, 25 [16]. Pro
dílčí výběr. Pro regulační diagram x jsou CL a regulační λ = 1 se EWMA stává Shewhartovým regulačním diameze umístěny [15, 16]
gramem pro aritmetické průměry a čím nižší je λ, tím je
méně výrazná reakce Zt na místní změny ve sledovaném
σ
U CL = µ + k √
(1) procesu a tím lepší je schopnost zdůraznit systematické
N
dlouhodobé změny [16]. Regulační meze jsou dány [16]
CL = µ
(2)
σ
σ
U CL = x + k p
(9)
LCL = µ − k √
(3)
λ/(2 − λ)
N
c
2011
EuroMISE s.r.o.
EJBI – Ročník 7 (2011), číslo 1
cs26
Hynek, Stejskal, Zvárová – Hodnocení kvality měření šíjového projasnění
σ
LCL = x − k p
λ/(2 − λ)
(10) leno takové h, aby byla zachována schopnost časné detekce
posunu a zároveň minimum falešných alarmů.
Vzhledem k přibližně normálnímu rozdělení Zt je volba
k analogická jako v případě Shewhartových diagramů [16].
V našem případě jsme pro EWMA použili ±3σ limit. Jelikož je variabilita NT měření výrazně vyšší než je náš požadovaný interval ideálního stavu, nastavili jsme λ = 0, 05,
abychom maximálně eliminovali místní změny a dokázali
zachytit systematické posuny v procesu. Oprávněnost našeho nastavení jsme si ověřili na simulovaném souboru dat.
3
Výsledky
Celkem bylo pro zamýšlenou analýzu dostupných
3578 naměřených hodnot NT. Zkonstruováním normálního grafu log10 NT MoM jsme si ověřili předpoklad jejich normálního rozdělení. Obrázek 2 zobrazuje celý soubor měření NT v mm v závislosti na velikosti CRL společně s křivkou mediánů, které bychom očekávali podle
Diagram kumulativních součtů Podobně jako v pří- referenční populace a křivkou mediánů v našem souboru.
padě EWMA, diagram CUSUM zpracovává informace ob- Námi zjištěné mediány NT jsou mírně nižší než mediány
sažené ve všech předchozích měřeních. CUSUM počítá FMF a ukazují na celkový sklon k podhodnocování v našem souboru.
v každém čase t skóre St definované jako
St = max(0; St−1 + Wt )
(11)
kde S0 = 0 a Wt je váha představující míru odchylky pozorování od cílové hodnoty. V každém t CUSUM testuje
nulovou hypotézu, že je proces v požadovaném stavu proti
alternativní hypotéze, že je „mimo“ tento stav. Jestliže
je St rovno nebo je větší než tzv. rozhodná mez h, dojde
k zamítnutí nulové hypotézy a proces je považován za neuspokojivý. Až do té doby není nulová hypotéza zamítnuta
a proces je považován za v požadovaném stavu.
Moderní regulační diagramy CUSUM využívají kumulativních součtů standardizovaných odchylek od cílového
průměru µ. Předpokládejme normalizovanou veličinu zt
[16]:
xt − µ
(12)
zt =
σ
a dvojici kumulativních součtů SH,t pro detekci pozitivního posunu a SL,t pro detekci negativního posunu
SH,t
SL,t
Obrázek 2: Šíjové projasnění (NT) v závislosti na temenokostrční délce.
očekávané mediány a 5. a 95. percentil
podle referenční populace;
pozorované mediány našich
měření NT.
= max[0; (zt − K) + SH,t−1 ],
= max[0; (−zt − K) + SL,t−1 ]
(13)
Použijeme-li FMF a WIHRI metody na celý náš soubor
(viz Tabulka 1), podíl měření pod mediánem je pouze
(14)
lehce pod dolní hranicí doporučnou FMF. Podíl NT pod
kdy počáteční hodnoty SH,0 = SL,0 = 0. K je referenční 5. a nad 95. percentilem je ale výrazně menší než bychom
hodnota definovaná jako K = δ/2, kde δ vyjadřuje velikost očekávali. Možným vysvětlením tohoto faktu je, že naše
posunu, který se má detekovat, v násobcích σ. Obvykle se měření mají nižší variabilitu. Všechna kritéria WIHRI
byla splněna. SD log10 NT MoM v našem souboru je 0,086,
volí K = 0, 5 − 2, 0 (1 − 4σ) [15, 16, 26].
Regulační meze jsou vymezeny pomocí rozhodných což je opravdu výrazně nižší než σ = 0, 12 v referenčním
mezí h. Obvykle se volí h = 4 nebo h = 5, kdy CUSUM má FMF souboru a dobře vysvětluje výše uvedený výsledek
vyhovující ARL parametry pro posun o cca 1σ. Nicméně, získaný kontrolou kvality NT podle FMF.
Co se týče volby vhodných rozhodných mezí h, výpro jiné δ Biau a kol. [17] doporučují stanovit h na základě
simulace, kdy spočítáme různé hodnoty ARL0 a ARL1 ob- sledky analýzy se simulovanými sériemi náhodných měření
měňování h a výsledná volba h je poté kompromisem mezi jsou shrnuty v Tabulce 2. Volba h = 10 nám poskytne mevelmi responzivním testem (krátké ARL1) a příliš mnoha dián počtu měření nutných k objevení se falešného alarmu
roven cca 1500 a medián počtu měření nutný k detekci mifalešnými alarmy (krátké ARL0).
V našem případě δ = ∆/σ = 0, 0458/0, 086 = 0, 533. nimální požadované odchylky roven 28.
Rozhodné meze h jsme stanovili pomocí simulace. NejVýsledky pěti metod kontroly kvality - tj. dvou
prve bylo vygenerováno z normálního rozdělení třicet sérií retrospektivních (FMF a WIHRI) a tří SPC metod
20000 náhodných měření nevychylujících se od očekáva- (Shewhartovy, EWMA a CUSUM diagramy) - pro sedm
ného průměru a pro různé h byly stanoveny ARL0. Dal- jednotlivých sonografistů jsou shrnuty v přehledu v Taších třicet sérií 1000 náhodných měření bylo vygenero- bulce 1. Tři vybrané čtveřice diagramů (Shewhartovy x
váno z normálního rozdělení s průměrem umístěným do a s, EWMA, CUSUM) znázorňují tři typické možné ob±0, 0458 a použito pro výpočet ARL1. Následně bylo zvo- razy výkonnosti sonografisty - neuspokojivá výkonnost
EJBI – Ročník 7 (2011), číslo 1
c
2011
EuroMISE s.r.o.
cs27
Hynek, Stejskal, Zvárová – Hodnocení kvality měření šíjového projasnění
Tabulka 1: Výsledky jednotlivých metod hodnocení kvality měření šíjového projasnění (NT) u plodu.
Sonografista
Metoda
Počet případů
FMF
< medián (%)
> 95. percentil (%)
< 5. percentil (%)
WIHRI
Medián NT MoM
SD log10 NT MoM
Týdenní přírůstek (%)
Shewhartův x diagram
Body nad horní mezí (%)
7 bodů za sebou nad CL (%)
Body bod dolní mezí (%)
7 bodů za sebou pod CL (%)
Shewhartův s diagram
Body nad horní mezí (%)
7 bodů za sebou nad CL (%)
Body pod dolní mezí (%)
7 bodů za sebou pod CL (%)
EWMA diagram
Překročení horní meze (n)
Překročení dolní meze (n)
Body mimo meze (%)
CUSUM diagram
Překročení horní meze (n)
Překročení dolní meze (n)
Body mimo meze (%)
Celý
soubor
A
B
C
D
E
F
G
Požadované
rozmezí
3578
576
893
641
496
541
320
111
61,2
1,2
1,6
69,8
0,9
0,9
56,2
1,0
0,3
59,8
1,6
1,1
49,4
2,4
1,4
72,6
0,9
5,4
51,6
0,6
0,9
83,8
0,0
3,6
40-60
4-6
4-6
0,95
0,086
19,9
0,93
0,077
18,4
0,97
0,081
15,2
0,96
0,084
26,5
1,01
0,094
19,0
0,90
0,086
28,4
0,99
0,087
21,3
0,83
0,075
5,6
0,90-1,10
0,08-0,13
15-35
-
0
0
31,6
57,9
0
0
6,8
11,9
0
0
2,4
7,1
9,1
0
3,0
0,0
0
0
58,3
69,4
0
0
4,8
0,0
0
0
100,0
14,3
-
2,6
0
7,9
7,9
3,4
0
3,4
6,8
4,8
0
0
0
9,1
0
3,0
0
2,8
0
5,6
0
0
0
0
0
0
0
0
0
-
0
20
29,0
0
5
3,1
0
7
3,3
1
4
3,6
0
13
59,5
0
0
0,0
0
1(TMM)‡
92,8
-
0
1(TMM)?
84,0
0
3
7,4
0
5
10,0
1
3
11,3
0
2(TMM)†
67,0
0
0
0,0
0
1(TMM)‡
90,0
Hodnoty ležící mimo požadované rozmezí jsou zvýrazněny tučně. ?Mimo meze od 93. měření. †Mimo meze od 177. měření. ‡Mimo meze od
9. měření na EWMA diagramu a od 12. měření na CUSUM diagramu
NT, šíjové projasnění, MoM, násobek mediánu, FMF, metoda podle Nadace fetální medicíny, WIHRI, metoda podle Nemocnice pro ženy
a děti ve státě Rhode Island, EWMA, exponenciálně vážený pohyblivý průměr, CUSUM, kumulativní suma, CL, centrální linie. TMM,
trvale mimo meze.
Tabulka 2: Medián počtu měření šíjového projasnění (NT) nutný k objevení se falešného alarmu nebo k detekci minimální
požadované odchylky, kalkulovaný pro různé rozhodné meze h na základě 30 simulovaných sérií náhodných měření.
První falašný alarm
Detekce průměrné odchylky ±0, 0458 log10 NT MoM
8
323
22
9
512
22,5
Rozhodná mez h
10
11
12
1490 3249 3421
28
30
31
13
6105
38,5
14
6947
48
Naše konečná volba h je zvýrazněna tučně. NT, šíjové projasnění, MoM, násobek mediánu.
(sonografista A na Obrázku 3), celkově dobrá výkonnost
s jen dočasnými výkyvy (sonografista C na Obrázku 4)
a konečně vynikající výkonnost (sonografista F na Obrázku 5).
CL. 27.-29. podskupiny a dále 31. a 33. podskupiny jsou
v normálních mezích. Diagram EWMA zobrazuje křivku
kolísající okolo CL až do 93. bodu, kdy se dostává pod
LCL a ukazuje na podhodnocení a kde zůstává až do 200.
Podíváme-li se podrobněji na jednotlivé výsledky, so- bodu. Další průběh je víceméně v očekávaných mezích
nografista A splnil všechna tři WIHRI kritéria s mediánem s pouze několika dočasnými obdobími podhodnocení.
NT MoM na uspokojivých 0,95 MoM ukazujících jen miKřivka na CUSUM diagramu protíná dolní mez v 93.
nimální podhodnocení. Naproti tomu 69,8 % měření pod měření a dále postupně klesá s občasnými úseky horiočekávaným mediánem je mírně pod dolní hranicí FMF zontálního průběhu, který velmi dobře kopíruje úseky, ve
normy. Výrazně menší podíl měření pod očekávaným 5. kterých EWMA ukazuje křivku v požadovaných mezích.
a nad 95. percentilem se objevuje u všech sonografistů Zde je nutné zdůraznit, že horizontální průběh linie v diaa nebude dále komentován. Jak již bylo uvedeno výše, sou- gramu CUSUM je známkou toho, že se jednotlivá měření
visí s výrazně nižší variabilitou měření v našem souboru pohybují okolo cílové hodnoty a to i přesto, že je linie
než udává FMF.
mimo regulační meze. Shewhartův s diagram znázorňuje
Co se týče SPC metod (viz Obrázek 3), Shewhartův x pouze 1 bod nad UCL. Vzhledem k tomu, že hodnoty v s
diagram ukazuje podhodnocení od 6. podskupiny dále, vy- diagramu pod dolní regulační mezí představují sníženou
jádřené buď body pod LCL nebo 7 následujícími body pod variabilitu, která má za následek zvýšení efektivity screec
2011
EuroMISE s.r.o.
EJBI – Ročník 7 (2011), číslo 1
cs28
Hynek, Stejskal, Zvárová – Hodnocení kvality měření šíjového projasnění
Obrázek 3: Shewhartovy x a s diagramy, diagramy exponenciálně váženého pohyblivého průměru (EWMA) a kumulativních
součtů (CUSUM) pro měření sonografisty A. • bod v regulačních mezích, • bod mimo regulační meze, 4 bod splňující pomocné
pravidlo sedmi následných bodů na téže straně od centrální linie. UCL, horní regulační mez, CL, centrální linie, LCL, dolní
regulační mez.
ningu a je tedy žádoucí, nebude tento typ výsledku dále všech těchto případech nedostatečné výkonnosti lze nazmiňován.
lézt na Shewhartově x diagramu odpovídající body mimo
regulační
meze. Podíl bodů na diagramu s nad UCL pouV případě sonografisty B byla splněna jak FMF, tak
kazujících
na zvýšenou variabilitu je 4,8 % (2 body) u soWIHRI kritéria. SPC diagramy vykreslily křivky oscilující
v rámci regulačních mezí až na konec sledovaného období, nografisty C a 9,1 % (3 body) u sonografisty D.
kdy x diagram odhalil podhodnocení od 53. podskupiny,
EWMA diagram okolo 817. bodu a poté výrazněji od 872.
bodu dále a v případě CUSUM od 817. měření dále. Další
2 body (12. a 26.), které se v x diagramu objevují pod
LCL, mají analogické vyjádření v EWMA a CUSUM diagramu, kde se křivka téměř dotýká LCL. S diagram vykazuje 2 body (3,4 %) nad UCL.
Sonografista E neprošel kritérii FMF z důvodů podměřování, ale parametry WIHRI jsou v mezích, i když blízko
dolní hranice. Shewhartův x diagram svědčí o podměřování, neboť od 12. podskupiny dále jsou všechny body buď
pod LCL nebo je jich sedm za sebou pod CL. Stejný obraz
skýtají oba další diagramy. Křivka EWMA protíná LCL
v 173. bodě a dále pokračuje téměř horizontálně pod LCL
Sonografista C (viz Obrázek 4) a sonografista D pre- s jen několika krátkodobými návraty nad LCL. CUSUM
zentovali podobnou výkonnost. Oba zcela vyhověli krité- ukazuje trvale klesající dolní křivku odpovídající podhodriím FMF a WIHRI. Nicméně, podhled na výsledky SPC nocování, které začíná od 177. měření. V diagramu s byl
metod odhaluje dočasná období, kdy jsou měření „mimo“ zachycen pouze jeden bod nad UCL.
Sonografista F (viz Obrázek 5) zcela vyhověl požapožadovaný stav. V případě sonografisty C EWMA diagram dokumentuje podhodnocení 38.-51., 129.-135. a 305.- davkům FMF i WIHRI metod a stejně tak i ve všech
308. měření NT. Příslušnou odpovědí v CUSUM diagramu SPC diagramech můžeme vidět křivky oscilující mezi reje křivka propadající se pod LCL mezi 40. a 75., 128. gulačními mezemi. Jedinou vyjímkou je poslední bod 21.
a 142., 305. a 320. měřeními. Sonografista D nadhodno- podskupiny na Shewhartově x diagramu, který spadl pod
coval podle EWMA 236.-246. měření a podle CUSUM LCL, což na jedné straně lze považovat na falešně pozi233.-260. měření a podhodnocoval 440.-454. podle EWMA tivní signál, na straně druhé to může předznamenávat zaa 435.-468. měření podle CUSUM. U obou sonografistů ve čátek neakceptovatelného měření, neboť jak EWMA, tak
EJBI – Ročník 7 (2011), číslo 1
c
2011
EuroMISE s.r.o.
Hynek, Stejskal, Zvárová – Hodnocení kvality měření šíjového projasnění
cs29
Obrázek 4: Shewhartovy x a s diagramy, diagramy exponenciálně váženého pohyblivého průměru (EWMA) a kumulativních
součtů (CUSUM) pro měření sonografisty C. • bod v regulačních mezích, • bod mimo regulační meze, 4 bod splňující pomocné
pravidlo sedmi následných bodů na téže straně od centrální linie. UCL, horní regulační mez, CL, centrální linie, LCL, dolní
regulační mez.
CUSUM diagramy ukazují klesající křivky téměř se dotýkající LCL a jak víme, tak tyto diagramy jsou sice citlivější
než Shewhartovy, ale reagují na změny pomaleji.
Zcela opačnou výkonnost než sonografista F předvedl
sonografista G. FMF i WIHRI hodnocení ukazuje na velmi
výrazné podměřování. Stejně tak x, EWMA i CUSUM
diagramy upozorňují na zřetelné podhodnocování. Na x
diagramu ho můžeme vidět hned od 1. sledované podskupiny, na EWMA, respektive CUSUM diagramech od 9., respektive od 12. měření, což nám dokumentuje, jak rychle
jsou tyto metody schopné odhalit nevyhovující stav sledovaného procesu. S diagram je bez jakýchkoli odchylek
mimo meze. Je nutné poznamenat, že sonografista G se zatím ultrazvukové vyšetřování učí a není ještě akreditován
u FMF.
4
Diskuze
NT jako marker chromozomálních vad má nepopíratelný přínos pro prenatální diagnostiku. Dodržování přísných standardů kvality měření NT je ale obtížné dokonce
i pro zkušené sonografisty v superkonziliárních centrech
[27]. Vzhledem k tomu, že i malé chyby v měření NT mohou mít vliv na efektivitu screeningu (např. podhodnocení
c
2011
EuroMISE s.r.o.
o 25 % vede ke snížení senzitivity o 1,1 %) [10], je prvořadé
mít zavedený probíhající audit pro NT screening [11, 28].
Metody kontroly kvality založené na posuzování distribučních parametrů (FMF, WIHRI) jsou vzhledem
k poměrně jednoduché metodice snadno realizovatelné.
Nicméně, jejich hlavní nevýhodou je to, že je lze aplikovat
pouze retrospektivně a že posuzují všechna měření jako
celek. Obvyklá frekvence jejich provádění je jednou ročně.
Z tohoto důvodu v době, kdy je prováděn audit, již bylo
určitému počtu těhotných nabídnuta zbytečně invazivní
diagnostika (v případě nadhodnocování), která v sobě nese
komplikaci ve formě potratu.
Na druhé straně některé plody s Downovým syndromem mohly uniknout prenatální diagnostice (v případě
podhodnocování). Fakt, že jsou data analyzována dohromady, může mít za následek nezachycení dočasných, ale
významných změn, jak jsme dokumentovali v naší studii u sonografisty C (podhodnocování u 40.-75., 128.-142.
a 305-320. měření) nebo u sonografisty D (nadhodnocování u 233.-260. měření a podhodnocování u 435.-468.
měření), ačkoli oba zcela splnili kritéria WIHRI. Zároveň
je nutné zdůraznit, že obě metody potřebují určitý minimální počet měření, aby nedošlo k ovlivnění extrémními
hodnotami.
EJBI – Ročník 7 (2011), číslo 1
cs30
Hynek, Stejskal, Zvárová – Hodnocení kvality měření šíjového projasnění
Obrázek 5: Shewhartovy x a s diagramy, diagramy exponenciálně váženého pohyblivého průměru (EWMA) a kumulativních
součtů (CUSUM) pro měření sonografisty F. • bod v regulačních mezích, • bod mimo regulační meze, 4 bod splňující pomocné
pravidlo sedmi následných bodů na téže straně od centrální linie. UCL, horní regulační mez, CL, centrální linie, LCL, dolní
regulační mez.
Představené SPC metody tyto nevýhody nemají. Lze
je použít prospektivně pro kontinuální audit NT. Prospektivita představuje nespornou výhodu, neboť umožňuje časnou detekci odchýlení od cílové hodnoty s okamžitou zpětnou vazbou a možností následné korekce.
Není nám známo, že by Shewhartovy regulační diagramy byly použity pro kontrolu kvality měření NT. Pomocí nich lze vynesením do dvou samostatných diagramů
kontrolovat cílenost (průměr) i přesnost (variabilitu) procesu. Metodika je jednoduchá a snadno aplikovatelná. Diagramy jsou citlivé na rychlé změny v procesu [26], ale
poměrně málo citlivé na účinnou detekci malých posunů
řádově cca 1, 5σ a méně. K tomu, abychom překonali tyto
nevýhody, můžeme při hodnocení diagramů použít celou
řadu pomocných pravidel (Shewhartova, Western Electric,
atd.), ovšem za cenu obtížnější interpretace. Zaznamenali
jsme, že přidání jednoho z Shewhartových pravidel vedlo
ke zlepšení schopnosti detekovat změnu stavu procesu.
Další možností je zvýšit velikost podskupiny. Nicméně,
v našem případě činí požadovaný interval vymezující ideální stav procesu cca polovinu směrodatné odchylky a potřebná velikost podskupiny by musela být příliš velká,
uvážíme-li průměrný počet ultrazvukových vyšetření provedených jedním sonografistou. Zvyšování velikosti podEJBI – Ročník 7 (2011), číslo 1
skupiny tak nevyhnutelně vede k tomu, že frekvence následných kontrol bude příliš málo častá. Naše doporučení
je snížit regulační meze na ±2σ, což nám na jednu stranu
umožní mít rozumnou velikost jednotlivých dílčích výběrů, ale zároveň za cenu zvýšení rizika falešně pozitivních
signálů a tím obtížnější interpretace.
Ani o regulačních diagramech EWMA nám není
známo, že by byly využity pro kontrolu kvality NT. Oproti
Shewhartovým diagramům, EWMA v různé míře přikládá
důležitost všem předchozím měřením a je schopna poměrně rychle zachytit i malé změny. Míra váhy, která je
přikládána starším hodnotám a která poslední hodnotě,
je kontrolována pomocí vyhlazovací konstanty λ. Podle
naší zkušenosti je nejvhodnější pro kontrolu kvality NT
λ = 0, 05, kdy má diagram malou citlivost k místním změnám v procesu a zároveň velmi dobrou schopnost zachytit
dlouhodobé systematické posuny. Diagramy EWMA dokáží velmi efektivně odhalit, že je proces „mimo“ požadovaný stav a to při velmi nízké falešné pozitivě (0,27 % při
regulačních mezích ±3σ).
CUSUM diagramy se opakovaně ukázaly pro medicínu
přínosnými díky jejich jednoduché definici a velmi intuitivnímu grafickému vyjádření, kdy jsou vykreslovány do
grafu dvě jednotlivé křivky, horní monitorující nadhodnoc
2011
EuroMISE s.r.o.
Hynek, Stejskal, Zvárová – Hodnocení kvality měření šíjového projasnění
cování a dolní podhodnocování. Patří mezi velmi citlivé
metody schopné rychle zachytit malé přetrvávající změny.
CUSUM byla i zároveň navržena jako vhodná prospektivní metoda pro kontrolu kvality NT. Biau a kol. [17]
doporučil její aplikaci s využitím deviací NT v milimetrech, zatímco Sabria a kol. [9] představili přístup založený
na MoM. Vzhledem k tomu, že většina center používá pro
kalkulaci rizika Downova syndromu NT měření v MoM,
myslíme si, že tento přístup je vhodnější. V souladu se
závěry, které publikoval Sabria a kol. [9], jsme zjistili, že
CUSUM představuje velmi efektivní a citlivou metodu pro
kontrolu kvality NT, jednoznačně nadřazenou retrospektivním metodám FMF a WIHRI. Dokáže určit přesný moment, kdy došlo ke změně v přesnosti měření a pomoci tak
odhalit možnou příčinu (např. změna ultrazvukového přístroje, změna ve vyšetřovácím postupu, apod.) s možností
včasné nápravy.
Porovnáme-li pořadí měření, od kterých byl stav považován za mimo kontrolu na základě diagramů EWMA
a CUSUM, jsou téměř identická. Jednou z „vizuálních“
předností, které jsme zaznamenali u EWMA metody, bylo,
že v momentě, kdy se nekontrolovatelný proces představovaný křivkou mimo regulační meze změní na proces kontrolovaný, vrátí se EWMA křivka zpět blíže k centrální linii
mezi regulační meze. Naproti tomu se u CUSUM diagramu
rostoucí či klesající linie nekontrolovaného procesu změní
pouze na horizontální průběh zůstávaje v konstantní vzdálenosti od centrální linie.
5
Závěr
V naší práci jsme ukázali, že pravidelné prospektivní
kontroly kvality NT měření mají stěžejní význam. SPC
metody představují pro tento účel vhodné nástroje. Lze je
aplikovat prospektivně a mají velmi instruktivní grafický
výstup. Podle našeho názoru patří mezi nejvhodnější metody pro sledování kvality měření NT diagramy EWMA
a CUSUM, které při nízké falešné pozitivitě dokáží velmi
rychle a efektivně detekovat posun ve sledovaném procesu
„mimo“ požadovaný stav a umožňují tak, pokud je třeba,
včas zasáhnout.
Poděkování
Tento výstup vznikl v rámci projektu SVV-2011262514 Univerzity Karlovy v Praze. Autoři by rádi poděkovali doc. Lucovi Struccovi z Ekonomické fakulty Univerzity v Perugii, autorovi qcc balíčku pro R za jeho cenné
rady ohledně regulačních diagramů a qcc balíčku.
Literatura
cs31
competence/11-13-week-scan/nuchal/. [Accesses 1 September
2011]
[3] Snijders RJ, Noble P, Sebire N, Souka A, Nicolaides KH. UK
multicentre project on assessment of risk of trisomy 21 by
maternal age and fetal nuchal-translucency thickness at 10-14
weeks of gestation. Lancet 1998; 352: 343-346.
[4] Kagan KO, Wright D, Valencia C, Maiz N, Nicolaides KH.
Screening for trisomy 21, 18 and 13 by maternal age, fetal nuchal translucency, fetal heart rate, free β-hCG and pregnancyassociated plasma protein-A. Hum Reprod 2008; 19: 19681975.
[5] Spencer K, Bindra R, Nix ABJ, Heath V, Nicolaides KH.
Delta-NT or NT MoM: which is the most appropriate method
for calculating accurate patient-specific risks for trisomy 21 in
the first trimester? Ultrasound Obstet Gynecol 2003; 22:142148.
[6] Nicolaides KH, Snijders RJ, Cuckle HS. Correct estimation of
parameters for ultrasound nuchal translucency screening. Prenat Diagn 1998; 18:519-523.
[7] Wright D, Kagan KO, Molina FS, Gazzoni A, Nicolaides KH.
A mixture model of nuchal translucency thickness in screening
for chromosomal defects. Ultrasound Obstet Gynecol 2008; 31:
376-383.
[8] Kagan KO, Wright D, Baker A, Sahota D, Nicolaides KH.
Screening for trisomy 21 by maternal age, fetal nuchal translucency thickness, free beta-human chorionic gonadotropin and
pregnancy-associated plasma protein-A. Ultrasound Obstet
Gynecol 2008; 31: 618-624.
[9] Sabria J, Barcelo-Vidal C, Arigita M, Jimenez JM, Puerto
B, Borrell A. The CUSUM test applied in prospective nuchal
translucency quality review. Ultrasound Obstet Gynecol 2001;
37: 582-587.
[10] Kagan KO, Wright D, Etchegaray A, Zhou Y, Nicolaides KH.
Effect of deviation of nuchal translucency measurements on
the performance of screening for trisomy 21. Ultrasound Obstet Gynecol 2009; 33: 657-664.
[11] D’Alton ME, Cleary-Goldman J, Lambert-Messerlian G, Ball
RH, Nyberg DA, Comstock CH, Bukowski R, Berkowitz RL,
Dar P, Dugoff L, Graigo SD, Timor IE, Carr SR, Wolfe HM,
Dukes K, Canick JA, Malone FD. Maintaining quality assurance for sonographic nuchal translucency measurement: lessons from the FASTER Trial. Ultrasound Obstet Gynecol
2009; 33: 142-146.
[12] Snijders RJM, Thom EA, Zachary JM et al. First-trimester
trisomy screening: nuchal translucency maesurement training
and quality assurance to correct and unify technique. Ultrasound Obstet Gynecol 2002; 19: 353-359.
[13] Wojdemann KR, Christiansen M, SUndberg K, Larsen SO,
Shalmi A, Tabor A. Quality assessment in prospective nuchal
translucency screening for Down syndrome. Ultrasound Obstet
Gynecol 2001; 18: 641-644.
[14] Palomaki GE, Neveux LM, Donnenfeld A, Lee JE, McDowell
G, Canick JA, Summers A, Lambert-Messerlian G, Kellner
LH, Yebelman A, Haddow JE. Quality assessment of routine
nuchal translucency measurements: A North American laboratory perspective. Genet Med 2008; 10: 131-138.
[1] Nicolaides KH, Azar G, Byrne D, Mansur C, Marks K. Fetal nuchal translucency: ultrasound screening for chromosomal
defects in first trimester of pregnancy. BMJ 1992; 304: 867-869.
[15] Montgomerry DC, Runger GC. Applied statistics and probability for engineers. 3rd ed. United States of America: John
Wiley & Sons, Inc.; 2002.
[2] Fetal Medicine Foundation website. URL http://www.
fetalmedicine.com/fmf/training-certification/certificates-of-
[16] Meloun M, Militký J. Kompendium statistického zpracování
dat. Praha: Academia; 2006.
c
2011
EuroMISE s.r.o.
EJBI – Ročník 7 (2011), číslo 1
cs32
Hynek, Stejskal, Zvárová – Hodnocení kvality měření šíjového projasnění
[17] Biau DJ, Porcher R, Salomon LJ. CUSUM: a tool for ongoing
assessment of performance. Ultrasound Obstet Gynecol 2008;
31: 252-255.
[23] Scrucca, L. Qcc: an R package for quality control charting and
statistical process control. R News 2004; 4(1): 11-17.
[18] Biau DJ, Resche-Rigon M, Godiris-Petit G, Nizard RS, Porcher R. Quality control of surgical and interventional procedures: a review of the CUSUM. Qual Saf Health Care 2007; 16:
203-207.
[24] Recchia DR, Barbosa EP., Goncalves EJ(2010). IQCC: Improved Quality Control Charts. R package version 0.5. URL
http://CRAN.R-project.org/package=IQCC. [Accesses 1 September 2011]
[19] Noyez L. Control charts, cusum techniques and funnel plots. A
review of methods for monitoring performance in healthcare.
Interact Cardiovasc Thorac Surg 2009; 9(3): 494-9.
[25] Knight GJ, Palomaki GE. Epidemiologic monitoring of prenatal screenign for neural tube defects and Down syndrome. Clin
Lab med 2003; 23: 531-551.
[20] Sibanda T, Sibanda N. The CUSUM chart method as a toll
for continuous monitoring of clinical outcomes using routinely
collected data. BMC Med Res Methodol 2007; 7: 46.
[26] Oakland JS. Statistical process control. 5th ed. Cownwall:
MPG Books Limited; 2003.
[21] Nicolaides KH, Snijders RJM, Cuckle HS. Correct estimation
of parameters for ultrasound nuchal translucency screening.
Prenat Diagn 1998; 18: 519-523.
[27] Ville Y. Semi-automated measurement of nuchal translucency
thickness: blasphemy or oblation to quality? Ultrasound Obstet Gynecol 2010; 36: 400-403.
[22] R Development Core Team (2010). R: A language and environment for statistical computing. R Foundation for Statistical Computing, Vienna, Austria. ISBN 3-900051-07-0, URL
http://www.R-project.org/.
[28] Evans MI, Van Decruyes H, Nicolaides KH. Nuchal translucency measurements for the first-trimester screening: the
’price’ of inaccuracy. Fetal Diagn Ther 2007; 22: 401-404.
EJBI – Ročník 7 (2011), číslo 1
c
2011
EuroMISE s.r.o.