Turbidimétrie ou néphélémétrie : quel choix pour les dosages de l’albumine, l’ApoA, la CRP, l’haptoglobine, l’IgM et la transthyrétine ?

ARTICLE

Auteur(s) : F Thuillier, C Demarquilly, A Szymanowicz, C Gaillard, M Boniface, C Braidy, A Daunizeau, D Gascht, A Gruson, J-F Lagabrielle, E Lasnier, M Lemdani, V Macchi, G Poulin, C de Sainte Hermine, J Sancho, F Schellenberg, O Sevin, M Vaubourdolle

Pour le CNBH (Collège national de biochimie des hôpitaux)
Coordinateur du groupe : F. Thuillier, Centre hospitalier, Laboratoire de biochimie, Meaux

Article reçu le 18 Juin 2007, accepté le 31 Octobre 2007

La néphélémétrie est considérée depuis longtemps comme la méthode de référence du dosage des protéines spécifiques dans la gamme des concentrations de l’ordre du mg/L. Elle permet d’éliminer certaines interférences spectrales mais nécessite des appareils dédiés à cette fonction [1]. La turbidimétrie est le principe couramment utilisé pour le dosage des protéines spécifiques sur la plupart des automates commercialisés à l’heure actuelle [2] ; elle met en jeu des méthodes pratiques, globalement plus économiques mais considérées comme moins exactes et moins précises que la néphélémétrie [1]. Les automates actuels de biochimie possèdent une vaste gamme de dosages turbidimétriques accessibles à un poste unique de travail, ce qui les rend particulièrement efficients. La spécificité des anticorps actuellement obtenus, la qualité de la production industrielle des réactifs, ainsi que la qualité des automates permettent-elles d’envisager l’utilisation de la turbidimétrie en technique de routine ?

Le but de ce travail a été de comparer, pour les protéines définies ci-dessous, les résultats fournis par des automates disponibles sur le marché aux résultats obtenus par des néphélémètres.

Le CNBH (Collège national de biochimie des hôpitaux) au travers d’un groupe de travail qu’il a créé s’est donné pour mission de tenter d’y répondre. De nombreuses études précédemment publiées concernant le sujet traitent, soit d’une protéine donnée dosée sur plusieurs automates, soit de la comparaison du dosage de plusieurs protéines sur deux automates [3-6]. Il n’a pas été publié, à notre connaissance, d’étude utilisant un panel de protéines dosées simultanément sur un nombre important d’automates utilisant la néphélémétrie ou la turbidimétrie. Pour répondre à cet objectif, le CNBH a effectué un appel à candidature parmi ses membres en janvier 2003 pour créer le groupe qui a été constitué en mars 2003. Ce groupe a établi en mai 2003 un protocole qui prévoit de doser les 6 protéines sur 7 automates à partir de 6 sérothèques différentes. Le CNBH a constitué et distribué les sérothèques de septembre à octobre 2003, réalisé les dosages de novembre 2003 à mars 2004, recueilli les données puis validé les saisies d’avril à septembre 2004 et enfin mené l’analyse statistique de septembre à décembre 2004 pour établir les résultats qui sont présentés.

Matériels et méthodes

Les protéines testées

• – le choix d’un poste unique de travail 24 heures sur 24 destiné aux dosages habituels de biochimie et aux dosages prescrits de protéines de jour comme de nuit telles la CRP, l’albumine, l’haptoglobine ;
• – l’absence d’effets sur les résultats pouvant résulter d’une dilution importante et nécessaire du prélèvement comme pour l’albumine, d’une standardisation non universelle comme pour l’ApoA, d’interférences reconnues avec la monoclonalité comme pour les IgM ;
• – la possibilité de doser à des concentrations de l’ordre du mg/L, concentration facilement dosable en néphélémétrie mais plus délicate en turbidimétrie comme pour la transthyrétine.

Les sept automates retenus

• – 2 néphélémètres : l’Immage™ (Beckman-Coulter) et le BN Prospec™ (Dade-Behring) ;
• – 5 turbidimètres : l’Intégra™ et Modular™ (Roche Diagnostics), le Dimension RXL™ (Dade-Behring), le LX20™ (Beckman-Coulter) et l’AU™ (Olympus).

Le groupe CNBH

Les sérothèques

Pour chaque protéine, la sérothèque est constituée théoriquement de 140 échantillons (110 échantillons limpides, 30 échantillons dits HLI, pour Hémolysés, Lipémiques et Ictériques). Pour l’IgM, il a été ajouté 53 IgM monoclonales. Le nombre d’environ 110 échantillons d’aspect limpide (chiffres exacts au tableau 2, colonne 3) est choisi afin de pouvoir disposer au final d’au moins 100 résultats par protéine. L’étude des interférences est limitée à l’hémolyse, la surcharge lipémique et l’ictère ; la monoclonalité a été étudiée avec les IgM. Les 30 échantillons HLI sont sélectionnés à l’œil, puis les résultats des indices HLI des automates les fournissant ont ensuite été renseignés. Une fiche clinique est documentée.

Les 110 échantillons limpides sont choisis par le site qui était chargé de constituer la sérothèque de telle manière que la répartition des échantillons réponde aux exigences suivantes :

• – albumine (site 12) : 20 échantillons < 20 g/L, 60 échantillons de classes homogènes de concentrations comprises entre 20 et 40 g/L et 30 échantillons > 40 g/L ;
• – ApoA (site 6) : 110 échantillons de classes homogènes ;
• – CRP (site 7) : 50 échantillons < 20 mg/L, 40 échantillons de classes homogènes de concentrations comprises entre 20 et 50 mg/L et 20 échantillons > 50 mg/L ;
• – haptoglobine (sites 3 et 11) : 110 échantillons de classes homogènes ;
• – IgM : 110 échantillons de classes homogènes sans IgM monoclonale (site 13) et 53 échantillons avec présence d’une IgM monoclonale (site 15) ;
• – transthyrétine (site 6) : 110 échantillons de classes homogènes.

L’envoi des sérothèques

Après réception des sérothèques, le site 7 a réparti les aliquotes en 11 colis et transmis ces colis aux sites destinataires comme indiqué ci-dessus via le même prestataire. Les laboratoires réceptionnaires ont conservé l’ensemble des échantillons à – 20 °C jusqu’au moment d’effectuer les dosages.

Les réactifs

Le protocole de travail et les contrôles de qualité externes (CQ)

La saisie des résultats

Une correction des quelques erreurs de saisie par retour aux données sources des automates a été nécessaire et effectuée pour tous les points s’écartant de 2 SD de la moyenne. Les corrections et vérifications terminées, certains résultats non numériques (< à …) ou incohérents (cf. paragraphe résultats) sont éliminés.

Les traitements statistiques

Sur les sérothèques : le traitement a été effectué protéine par protéine, d’une part, sur les échantillons limpides, d’autre part, sur les échantillons HLI. Un traitement supplémentaire a été appliqué aux IgM monoclonales.

• – Concernant le rendu de résultats par « inférieur à un seuil » et pour un échantillon donné, il y a eu élimination de l’échantillon lorsque plus de la moitié des automates ont rendu « < seuil ». Dans les autres cas, les résultats « < seuil » ont été remplacés par une estimation basée sur la distribution des autres résultats effectivement mesurés par l’automate.
• – Concernant les valeurs potentiellement aberrantes et uniquement sur les échantillons limpides, une recherche d’éventuelles valeurs aberrantes a été effectuée par le Test de Grubb’s [7, 8].
• – Pour mettre en évidence une éventuelle différence entre la néphélémétrie et la turbidimétrie, une analyse de variance a été conduite sur des échantillons appariés (Anova) au seuil de 0,01 % à deux facteurs, le facteur « automate » et le facteur « échantillon ». Cette Anova permet de composer par le test LSD (least significant difference test), pour les 6 protéines, plusieurs groupes. Chaque groupe est caractérisé par sa variance homogène entre automates. La composition de ces groupes renseigne sur l’homogénéité des résultats fournis par les appareils. Les calculs ont été effectués avec le logiciel SAS [9]. L’Anova a d’abord été conduite sur le lot des échantillons limpides puis sur un deuxième lot regroupé des échantillons HLI. Le lot HLI sera éventuellement et uniquement si nécessaire divisé en trois sous-groupes H, L et I si une significativité est mise en évidence. Enfin, l’Anova a été effectuée, pour le seul dosage des IGM, sur un troisième lot constitué des IGM monoclonales.
• – La comparaison des méthodes a été effectuée par la méthode classique de Bland et Altman [10] modifiée selon le principe décrit par Borgard et al. [11]. La référence choisie a été la moyenne des aliquotes pour chaque échantillon. Cette moyenne présente une variance plus faible que celles obtenues pour les 2 néphélémétres ou pour les 5 automates de biochimie. Elle a été choisie en l’absence d’une technique ayant pu être considérée comme référence. Chaque série de chaque automate a été corrélée à la moyenne des aliquotes en utilisant une méthode non paramétrique, celle de Passing-Bablock et al, adaptée aux distributions non gaussiennes [12], et une première équation de corrélation a été calculée. Des biais particuliers dus aux différents sites peuvent apparaître. Afin d’éliminer l’effet des paramétrages particuliers aux différents sites, les résultats de chaque site ont été recalculés après une inversion de x en y selon la méthode décrite par Borgard et al. [11] ; une deuxième équation de corrélation a été obtenue et elle a servi à transformer la série 1 en série 2. La troisième équation ainsi obtenue a permis l’obtention d’un 2^e diagramme des différences sur lequel la différence moyenne et son IC, l’intervalle de confiance, de 95 % (pour un échantillonnage supérieur à 30, l’IC est l’intervalle donné par le calcul de la moyenne ± 1,96 SD) ont permis de compter le nombre de points extérieurs à cette limite et de comparer ainsi les techniques. Cette méthode peut être utilisée dans le but de comparer plusieurs techniques entre elles et rechercher les différences sans avoir l’objectif de comparer les exactitudes.
• – La dispersion des résultats pour chaque protéine et pour chaque appareil est mesurée par des méthodes de calculs statistiques traditionnelles utilisant la moyenne et le CV, le coefficient de variation.
• – Les résultats du CQ externe permettent d’évaluer la justesse en calculant le rapport des moyennes des échantillons pour chaque appareil et pour chaque protéine à la moyenne obtenue pour l’ensemble des appareils. Le biais local est l’écart par rapport à un seul système concerné. Le biais moyen de justesse est la moyenne des biais locaux pour une protéine considérée. Cette donnée est établie pour les échantillons limpides (première section du tableau 4) et pour les échantillons « HLIM » (seconde section du tableau 4). Les CVP, CV pour chaque protéines, et CVA, CV chaque appareil, sont ainsi calculés.

Les CVA moyens renseignent sur l’homogénéité des résultats et sont obtenus par le calcul de la moyenne des 3 CVA présentés dans les 3 premières sections du tableau 4 et figurent sur la première ligne de la section V de ce tableau.

• – Les indices d’inexactitudes sont calculés par la moyenne du nombre de points au-delà de l’IC des diagrammes des différences selon la méthode de Bland et Altman modifée par Borgard et al. [11]. Ces indices sont reportés à la section V, ligne 2 du tableau 4.
• – L’erreur totale de justesse est définie par appareil pour les échantillons limpides (L) comme la somme du CVA des échantillons limpides et de l’indice d’inexactitude moyens et pour tous les échantillons L et HLIM comme la somme du CVA moyen et l’indice d’inexactitude.

Résultats

Echantillons de contrôle de qualité

Echantillons limpides

Traitement préalable des données, valeurs seuils ou valeurs jugées aberrantes

• – 95 échantillons pour l’ApoA (une donnée aberrante éliminée),
• – 105 échantillons pour la CRP (3 échantillons et 16 données aberrantes éliminées),
• – 109 échantillons pour l’haptoglobine (3 échantillons et 13 données aberrantes éliminées),
• – 106 échantillons pour l’IgM (une donnée aberrante éliminée),
• – 103 échantillons pour la transthyrétine (3 données aberrantes éliminées).

Comparaison des moyennes

Les compositions des groupes sont toutes différentes d’une protéine à l’autre sans qu’il soit possible d’imputer les différences obtenues plus à une méthode qu’à une autre.

Tableau 6 Groupes homogènes d’automates obtenus par Anova pour chaque protéine classés par moyennes décroissantes.

Corrélations et diagrammes des différences

Il est dès lors possible de construire la figure 3 qui montre les diagrammes globaux obtenus avec les 5 autres protéines.

Le tableau 2 résume les données, équations des droites, effectifs, coefficients de corrélation, moyenne des différences et nombre de points au-delà de l’IC de 95 % avant (colonne 8) et après (colonne 7) transformation selon la méthode de Borgard et al. [11].

Echantillons HLI et IgM monoclonales

Traitement préalable des données, valeurs seuils ou valeurs jugées aberrantes

• – pour l’ApoA sur 44 échantillons (10 H, 6 L et 28 I car un échantillon a été éliminé),
• – pour la CRP sur 29 échantillons (10 H, 9 L et 10 I car 3 échantillons ont été éliminés),
• – pour l’haptoglobine sur 24 échantillons (5 H, 10 L et 9 I car 4 échantillons ont été éliminés),
• – pour les IgM HLI non monoclonales sur 23 échantillons (6 H, 7 L et 10 I), pour les IGM monoclonales sur 53 échantillons,
• – pour la transthyrétine sur 37 échantillons (12 H, 11 L et 14 I).

Indices des échantillons HLI

• – les indices I ictériques vont d’une échelle de 1 à 20, les sérums limpides avaient soit un indice I de 0 (96 %) ou 1 (4 %), les sérums ictériques un indice I moyen à 5,8 et toujours supérieur à 1 ;
• – les indices H d’hémolyse vont d’une échelle H de 0 à 10, les sérums limpides avaient un indice H de 0 (97 %) et 1 (3 %), les sérums hémolysés un indice H moyen à 5,2 ;
• – les indices L lipémiques vont d’une échelle L de 0 à 10, les sérums limpides avaient un indice L de 0 (94 %) et 1 (6 %), les sérums lipémiques un indice L moyen à 2,2.

Pour les 2 appareils et les 6 protéines, les résultats sont tous de cet ordre et valident la sélection faite.

Comparaison des moyennes

Corrélations et diagrammes des différences

Discussion

Le principe retenu a été d’utiliser les automates équipant les laboratoires qui ont participé à cette étude multicentrique. Le nombre de participants permettant de comparer les résultats de 7 automates, nous n’avons pas cherché à recruter d’autres membres équipés d’autres automates car le but n’était pas de prétendre à une étude exhaustive mais suffisamment représentative.

Les études multicentriques de cette dimension sont extrêmement rares et ne concernent en général qu’un ou deux automates [2-6, 14] ou qu’une protéine [4] ou plusieurs automates et protéines mais appliquées à quelques sérums de contrôle [15].

La précision des différents systèmes telle que présentée dans le tableau 5, exprimée en CV de répétabilité (R1) et de reproductibilité (R2), répond globalement aux critères de la SFBC [13] et elle est comparable à celle d’une étude multicentrique ancienne émanant d’un groupe de travail de la SFBC [16].

En ce qui concerne l’étude des 110 échantillons limpides, différents points de la discussion méritent d’être développés.

La comparaison des moyennes par l’analyse des variances ne montre pas d’effet « méthode ». Nos résultats confirment l’absence de lien entre la justesse des résultats et le principe de mesure par néphélémétrie ou par turbidimétrie. En revanche, ils montrent qu’il y a une différence entre les automates sans lien avec les protéines dosées. L’analyse de variance permet de séparer des groupes à géométrie variable selon les protéines comme illustré dans le tableau 6. Ces résultats tendent à démontrer que la transférabilité des résultats est loin d’être acquise si on passe d’un système à l’autre avec un comportement imprévisible pour chacune des protéines, alors que cela semblait en bonne voie en 1995 [17]. Cette variabilité dans la justesse est montrée par le tableau 4 qui présente les ratios des moyennes par paramètre et par appareil, par rapport à la moyenne des appareils. On note (résultats non montrés) 8 ratios sur 40 avec une différence supérieure à 10 % et 22 sur 40 avec une différence supérieure à 5 %. La standardisation des résultats, malgré la mise en œuvre du standard international CRM 470 [18] est encore loin de son but au regard de cette étude mais ces difficultés étaient déjà signalées précédemment [16]. Cette dispersion des résultats est aussi clairement représentée sur les diagrammes des figures 2 et 3 illustrée par le calcul des CVA et CVP pour chaque système et pour chaque protéine (tableau 4).

Les corrélations des différents résultats par protéine et par appareil font apparaître des cœfficients excellents allant de 0,912 à 0,998 (tableau 2). Ces niveaux de corrélation sont concordants avec les récentes études de corrélation réalisées [19] pour l’haptoglobine, l’ApoA1 sur le RXL™, l’ARX™ et le BN 2™. Des résultats de même niveau de concordance ont été obtenus en comparant la néphélémétrie sur BN Prospec™ et la turbidimétrie sur Hitachi 912™ pour 14 protéines avec un coefficient de corrélation r supérieur à 0,97 [2]. Ces excellentes corrélations n’annoncent pas toujours une transférabilité satisfaisante car elles ne comparent pas les couples de valeurs selon le diagramme de Bland et Altman [10]. La discordance des résultats peut être objectivement estimée par la moyenne des discordances calculée en pourcentage avant transformation (tableau 2, colonne 8). Ces pourcentages s’échelonnent de 5 à 43 %.

Les erreurs de justesse des différents systèmes pour chacune des protéines sont bien montrées sur les diagrammes des différences selon Bland et Altman [10]. En effet, le nombre de résultats rejetés dans les différents graphiques est parfois très élevé (tableau 2, colonne 8). Il traduit parfaitement l’importance du biais de justesse calculé par la comparaison du résultat de chaque système avec la moyenne des résultats des sept appareils. En revanche, notre étude montre bien qu’après avoir effectué le calcul des résultats selon l’équation de corrélation après transformation inverse afin d’éliminer les biais locaux dus aux sites expérimentateurs [11], les écarts s’estompent et les résultats recalculés deviennent transférables au seuil de confiance de 95 %. En effet, le pourcentage de points rejetés après le recalcul indiqué sur le tableau 2, colonne 7, le montre bien. Ce pourcentage de discordance s’échelonne entre 2 %, valeur pour la transthyrétine sur le Modular™ à 9 %, valeur obtenue pour la transthyrétine sur l’Intégra 800™. La moyenne calculée de ce pourcentage de rejet constitue un indice moyen d’inexactitude par appareil qui s’échelonne de 4,32 % à 6,67 % (en % : AU™ 6,67, BN Prospec™ 6,03, Dimension RXL™ 5,82, LX20™ 4,32, Immage™ 5,25, Intégra™ 5,65, Modular™ 5,58). Cet indice est peu différent d’un système à l’autre et a été très fortement amélioré (facteur d’environ 3) par le recalcul de corrélation. La plupart des études ne se risque pas à représenter les diagrammes des différences car cela tend à réduire les arguments mathématiques rassurants tels que les cœfficients r, produits par les équations de corrélation sur des sérums de patients. Nous avons tenté dans cette étude de montrer objectivement ce que pouvait être la réalité dans la pratique des résultats des corrélations. Ce mode d’analyse des comparaisons de méthodes est de plus en plus utilisé dans les études de corrélation récentes mais pas encore suffisamment à notre point de vue.

Les erreurs totales de justesse ont été appréciées par la somme des CV des moyennes comparatives avec le pourcentage de points rejetés. Cet indicateur composite est présenté dans le tableau 4. Il fournit des résultats relativement homogènes pour cinq appareils. Deux systèmes sont légèrement plus performants pour les échantillons limpides, respectivement, dernière section du tableau 4, le LX20™, indice à 7,67 et l’Intégra™ indice à 9,93. Ces performances sont à interpréter avec beaucoup de prudence compte tenu qu’elles ne sont le reflet que d’un faible nombre de sites utilisant le même appareil, en général pas plus de deux.

Pour ce qui concerne les résultats des sérums HLI, les mêmes critères sont étudiés.

La comparaison des moyennes par Anova ne montre pas d’effet « méthode » avec un regroupement par appareil en 4 groupes au maximum au lieu de 5 au maximum. Les mêmes observations qu’avec les sérums limpides peuvent être faites. Globalement, les résultats sont différents entre les appareils. Il est possible de faire des regroupements comme indiqué dans le tableau 6.

Les moyennes ont été également comparées à l’aide de leurs ratios à la moyenne générale par paramètre. Les résultats sont présentés dans le tableau 4. Douze ratios sur 40 diffèrent de plus de 10 % et 23 sur 40 de plus de 5 % (résultats non montrés). Il nous a semblé intéressant de comparer les moyennes relatives des sérums limpides et des échantillons HLI. Normalement, les ratios devraient être proches de 1 sauf si des interférences puissantes venaient modifier ce ratio. Ces interférences se manifestent notamment pour 4 des 7 appareils pour l’haptoglobine, l’IgM et la transthyrétine. Six des 7 appareils comme indiqué dans le tableau 4 sont concernés par des interférences, seul l’Immage™ présente un seuil de variation plus bas à 5,19 %, les autres étant à 8, 10 voire 25 %. Par conséquent, il convient aux utilisateurs d’être vigilants lors de la validation de leurs résultats pour les protéines concernées selon le système analytique qu’ils utilisent dans le cas de sérums lactescents, ictériques ou hémolysés. En ce qui concerne l’ApoA, nos résultats sur les sérums HLI ne montrent pas de comportement différent de ceux des sérums limpides. Ce point est en conformité avec une étude qui démontrait la qualité des méthodes turbidimétriques dans ces circonstances [3].

Les CV des moyennes des résultats par appareil ont aussi été calculés. L’hétérogénéité des résultats des sérums HLIM est beaucoup plus forte que ceux des sérums limpides.

Nous avons établi un score global de justesse pour chaque appareil, à partir à la fois des CV de dispersion des moyennes sur sérums limpides et sur sérums HLI, mais également à partir du pourcentage moyen de points rejetés. Il permet d’évaluer la transférabilité globale des résultats par rapport à la moyenne globale considérée arbitrairement comme la valeur de référence. La dispersion des valeurs obtenues pour ce score est relativement limitée et permet de conclure que les différents appareils ont des performances assez voisines à une exception près pour le BN Prospec™ (tableau 4, avant dernière ligne).

Pris sous l’angle de chacun des paramètres, les résultats de l’étude fournissent aussi beaucoup d’informations intéressantes (tableau 4).

Concernant l’albumine, les résultats confirment une bonne homogénéité des résultats pour les 5 appareils comparés. Les CV des ratios des moyennes obtenus sur les échantillons limpides et HLI sont très étroits y compris lorsqu’on compare les résultats des sérums limpides et HLI. L’albumine est la protéine dont le comportement est le moins différent d’un appareil à l’autre et par conséquent, dont les CV de variabilité sont tous inférieurs à 4 %. Cela tient sans doute au fait qu’il s’agit de celle dont la concentration sérique est la plus élevée, mais aussi qu’au plan moléculaire c’est celle qui est la moins variable génétiquement parlant. Le couple antigène/anticorps mis en œuvre dans les dosages possède, a priori, peu de facteurs de variabilité relatifs aux patients.

La CRP est la seconde protéine de l’étude avec des résultats relativement homogènes, mais ils sont nettement moins directement transférables que ceux de l’albumine. Son CV de variabilité moyen s’établit à 6,29 % avec un seul ratio déviant de plus de 10 % pour les sérums limpides et un seul également pour les sérums HLI. Ce comportement homogène peut s’expliquer par une faible variabilité génétique de la molécule et par un travail de standardisation plus rigoureux des fabricants compte tenu du fait que c’est la dernière protéine, largement prescrite, mise à disposition des cliniciens. D’autre part, son impact clinique décisionnel est un des plus élevés parmi le panel des protéines spécifiques et a donc fait l’objet de nombreuses améliorations pour la fabrication des coffrets de dosage. Le handicap de sa faible concentration a été largement compensé par la sensibilité et la spécificité des méthodes commercialisées depuis plus de quinze ans [20].

L’apolipoprotéine A est aussi étonnamment bien placée avec notre système de scores, puisque la moyenne des CV est de 6,4 %. Ses ratios s’écartent à deux reprises de plus de 10 % de la moyenne à la fois pour les sérums limpides et les sérums HLI. Des différences de l’ordre de 12 % ont été trouvées entre BN Prospec™ et Immage™ [21]. Le niveau d’homogénéité des résultats de l’étude faite en 1997 sur 9 systèmes différents [22] n’est pas retrouvé, mais notre étude a été conduite sur des appareils différents d’une nouvelle génération. En revanche, son comportement est très homogène lorsque l’on compare ces deux types d’échantillons, HLI et limpides.

La transférabilité des résultats de la transthyrétine est médiocre. La moyenne des CV est à 14 %. Ses résultats s’écartent de plus de 10 % à deux reprises pour les sérums limpides et cinq fois pour les sérums HLI. Son comportement est également discordant dans deux des sept systèmes testés entre les résultats sérums limpides et HLI limpide.

L’haptoglobine est aussi une des protéines dont les résultats varient considérablement d’un système à un autre et en fonction de l’aspect des sérums. La variabilité des différents types génétiques de cette protéine peut expliquer en partie ces résultats dispersés, ainsi que l’interférence négative par l’hémolyse signalée par plusieurs équipes [23, 24].

L’IgM, très curieusement, présente des résultats homogènes pour les échantillons limpides et ne présente aucune différence des moyennes supérieure à 10 %. Par contre, la situation est totalement anarchique pour les sérums HLI où 6 des 7 moyennes diffèrent de plus de 10 % de la moyenne générale. Ce comportement perturbé est confirmé par les ratios des moyennes sérums HLI/ sérums limpides, avec des valeurs de ratio allant du simple au double (0,79 à 1,59). Cette variabilité est amoindrie dans le cas des dosages des protéines monoclonales (0,76 à 1,22). Une explication de ce comportement peut résider dans la variabilité génétique des IgM, notamment dans le cas des proliférations monoclonales qui peuvent être reconnues avec une sensibilité différente en fonction de la sélection des anticorps polyclonaux présents dans la préparation de l’immun sérum. Nos résultats vérifient complètement ce point bien connu depuis très longtemps par les biologistes. En effet, il convient d’attribuer plus de confiance à l’évaluation d’une IgM monoclonale par l’intégration de son pic sur l’électrophorèse que par son dosage immunochimique en raison du caractère de monoclonalité perturbant la réaction antigène anticorps, y compris pour le dosage des autres protéines [25].

Même si l’analyse de variance n’a pas pu mettre en évidence de différence entre les résultats des sérums HLI et limpides, les scores que nous avons établis suggèrent une influence de l’aspect des sérums pour le dosage de l’haptoglobine, de la transthyrétine et des IgM. Ces interférences ont d’ailleurs déjà été signalées sur BN 100™ et Immage™ pour l’IgM et l’haptoglobine [26], ainsi que pour l’haptoglobine sur Immage™ [3, 19]. Des études plus ciblées, protéine par protéine, devraient permettre de trancher définitivement sur ce point.

Conclusion

Le deuxième point important concerne la faible transférabilité directe des résultats. Par conséquent, il nous semble qu’un nouveau pas dans la standardisation doit être franchi dans l’avenir. En effet, malgré la préparation du standard international CRM 470 et les recommandations pour son utilisation, les résultats des différents systèmes analytiques ne sont pas transférables à l’exception très relative de l’albumine. La procédure d’étalonnage des coffrets commercialisés par les différentes sociétés doit être améliorée. Le troisième point important nous paraît être aussi l’effort à faire sur le choix des immuns sérums spécifiques de chaque protéine. En effet, un travail de définition des épitopes publics retrouvés chez tous les patients de chacune d’entre elles devrait être réalisé de sorte que les anticorps utilisés comme réactifs soient les plus homogènes possibles d’un fabricant à l’autre. Enfin, les industriels devraient harmoniser leurs techniques en choisissant consensuellement, sur des arguments scientifiques et techniques prouvés, les longueurs d’ondes de mesures primaires et secondaires, le ratio antigène/anticorps, le temps de première et de dernière lecture, le mode cinétique ou point final du signal, la composition du tampon de la réaction et son volume relatif par rapport à l’échantillon, l’importance de l’agitation, la température de réaction, etc. La standardisation de tous les paramètres analytiques que nous venons d’énumérer permettra une meilleure transférabilité des résultats. Dans l’attente de ces progrès accessibles, l’étude comparative que nous avons faite, avec recalcul des résultats corrélés, prouve que, par ce moyen mathématique, il est possible de superposer tous les résultats des 6 protéines étudiées avec les 7 appareils différents. Cela est vrai avec un niveau de confiance de 95 % (figure 3). Cet artifice peut raisonnablement être généralisé pour les protéines les plus couramment dosées et chaque fois que des systèmes différents coexistent dans un même établissement et notamment dans le cadre de la biologie délocalisée. De cette façon, l’interprétation des résultats en sera grandement fiabilisée et clarifiée.

Remerciements

Adresses des sociétés citées

• BMD : BP 103, Marne la Vallée, F77423 cedex 2.

• Dade Behring : Immeuble le Berkeley, 19-29 rue du capitaine Guynemer, Paris La Défense, F92903. Dorénavant Siemens Medical.

• GT Santé : 66 quai Français, BP5 Bassens, F33530.

• MAS immunology : Camarillo, CA 93012, Etats-Unis.

• Olympus France SA : 74, rue d’Arcueil, Silic 165, Rungis, F94533 cedex.

• Roche Diagnostics : 2, avenue du Vercors, BP59, Meylan, F38242 cedex.

Références

2 Ledue TB, Collins MF, Ritchie RF. Development of immunoturbidimetric assays for fourteen human serum proteins on the Hitachi 912. Clin Chem Lab Med 2002 ; 40 : 520-8.

3 Siedel J, Schiefer S, Rosseneu M, et al. Immunoturbidimetric method for routine determinations of apolipoproteins A-I, A-II, and B in normo- and hyperlipemic sera compared with immunonephelometry. Clin Chem 1988 ; 34 : 1821-5.

4 Maggiore U, Cristol JP, Canaud B, et al. Comparison of 3 automated assays for C-reactive protein in end-stage renal disease : clinical and epidemiological implications. J Lab Clin Med 2005 ; 145 : 305-8.

5 Dominici R, Luraschi P, Franzini C. Measurement of C-reactive protein : two high sensitivity methods compared. J Clin Lab Anal 2004 ; 18 : 280-4.

6 Dupuy AM, Badiou S, Descomps B, Cristol JP. Immunoturbidimetric determination of C-reactive protein (CRP) and high-sensitivity CRP on heparin plasma. Comparison with serum determination. Clin Chem Lab Med 2003 ; 41 : 948-9.

7 Dagnelie P. Statistique théorique et appliquée : inférence statistique à une et à deux dimensions. Bibliothèque des universités. Bruxelles : De Boeck, 1987 ; 2 : 80-3.

8 AFNOR. Méthodes statistiques : traitement des résultats de mesures. Recueil des normes françaises, 5. Bruxelles : De Boech, 1996 ; 59.

9 SAS Institute. SAS/STAT: User’s guide. Version 6. 4^e édition. Volume 2. Cary, 1989 : 891–996.

10 Bland JM, Altman DG. (). Statistical methods for assessing agreement between two methods of clinical measurement. Lancet 1986 ; i : 307-10.

11 Borgard JP, Szymanowicz A, Pellae I, Szmidt-Adjidé V, Rota M. Determination of total bilirubin in whole blood from neonates : results from a French multicenter study. Clin Chem Lab Med 2006 ; 44 : 1103-10.

12 Bablock W, Passing H, Bender R, Schneider B. A general regression procedure for method transformation. Application of linear regression procedures for method comparison studies in clinical chemistry, Part III. J Clin Chem Clin Biochem 1988 ; 26 : 783-90.

13 Vassault A, Grafmeyer D, de Graeve J, Cohen R, Beaudonnet A, Bienvenu J. Analyses de biologie médicale : spécification et normes d’acceptabilité à l’usage de la validation de techniques. Ann Biol Clin 1999 ; 57 : 685-95.

14 Giraudeaux V, Fayard MF, Zerbani A. Analytic evaluation of Immage for ten proteins. Ann Biol Clin 1998 ; 56 : 593-8.

15 Manceaux JC, Boigné JM, Pescheloche M, et al. Dosages sériques d’IgG, IgA, IgM, transferrine et haptoglobine. I essai d’harmonisation des résultats. Ann Biol Clin 1995 ; 53 : 265-71.

16 Pressac M, Later R. Dosages sériques d’IgG, IgA, IgM, transferrine et haptoglobine. II Précision analytique et comparaison des résultats fournis par différents analyseurs. Ann Biol Clin 1995 ; 53 : 273-81.

17 Férard G, Bienvenu J, Lessinger JM, Later R. Un progrès décisif dans la transférabilité interlaboratoire des résultats grâce aux matériaux de référence d’enzymes et de protéines. Ann Biol Clin 1995 ; 53 : 469-71.

18 Dati F, Schuman G, Thomas L, et al. Consensus of a group of professional societies and diagnostic companies for interim reference ranges for 14 proteins in serum based on the standardisation against the IFCC/BCR/CAP Reference material (CRM470). International Federation of Clinical Chemistry. Community Bureau of Reference of the commission of the European Communities. College of American Pathologists. Eur J Clin Chem Clin Biochem 1996 ; 34 : 517-20.

19 Imbert-Bismut F, Messous D, Raoult A, et al. Transférabilité des résultats entre les automates RXL, ARX, X-Pand, BN2 (Dade Behring) et le Modular DP (Roche Diagnostics) : application aux paramètres des Fibrotest et Actitest. Ann Biol Clin 2005 ; 63 : 305-13.

20 Borque de Larrea L, Rus A, Cartström A, et al. Determination of C-reactive protein by an improved turbidimetric assay on Boehringer Mannheim/Hitachi analysis systems. Klin Lab 1993 ; 39 : 55-62.

21 Rosenthal-Allieri MA, Peritiore ML, Tran A, Halfon P, Benzaken S, Bernard A. Analytical variability of the Fibrotest proteins. Clin Biochem 2005 ; 38 : 473-8.

22 Steinmetz J, Caces E, Couderc R, Beucler I, Legrand A, Henny J. Valeurs de reference des apolipoprotéines A1 et B. Apport de la standardisation internationale. Ann Biol Clin 1997 ; 55 : 451-4.

23 Zerbani A, Giraudeaux V. Dosage de l’haptoglobine par immunonéphélémétrie sur Immage (Beckman) : attention à l’interférence de l’hémoglobine. Ann Biol Clin 1999 ; 57 : 490.

24 Guéye PM, Lessinger JM, Férard G. Interférence de l’hémolyse sur la détermination de l’haptoglobine en immunonéphélémétrie cinétique et comparaison selon les phénotypes. Ann Biol Clin 2004 ; 62 : 701-5.

25 Pontet F, Later R, Manceaux JC, Pressac M, Boigné JM. Dosage sériques d’IgG, IgA, IgM, transferrine et haptoglobine. III Résultats obtenus en présence d’immunoglobulines monoclonales. Ann Biol Clin 1995 ; 53 : 283-91.

26 Bossuyt X, Blanckaert N. Evaluation of interferences in rate and fixed-time nephelometric assays of specific serum proteins. Clin Chem 1999 ; 45 : 62-7.

27 Whicher JT, Price CP, Spencer K. Immunonephelometric and immunoturbidimetric assays for proteins. Crit Rev Clin Lab Sci 1983 ; 18 : 213-60.