Hodnocení kvality měření šíjového projasnění v prvním trimestru těhotenství

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


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


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


cs25


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


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


cs27


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



cs28


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



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


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


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



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



cs32


[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.


c


Hodnocení kvality měření šíjového projasnění v prvním trimestru těhotenství

Recommend Documents