Katsaus Diagnostisten testien tunnusluvut ja niiden käyttö Matti Uhari Diagnostiikka on ensimmäinen vaihe potilaan hoitamisessa. Se aloitetaan oireiden ja löydösten kartoittamisella. Tämän jälkeen luodaan mahdollinen erotusdiagnostinen lista todennäköisistä kyseeseen tulevista taudeista. Erotusdiagnostiikkaa jatketaan tarkentavilla diagnostisilla testeillä. Diagnostisiin testeihin ja tutkimuksiin liittyy aina epävarmuutta, ja ne vaikuttavat vain arvioon jonkin taudin todennäköisyydestä; vain harvoin ne antavat täyden varmuuden diagnoosista. Tutkimukset voidaan valita arvioimalla niistä saatavissa olevaa hyötyä laskemalla tutkimusten tunnuslukujen avulla, kuinka paljon mikin mahdollinen tutkimustulos vaikuttaa potilaan todennäköiseen diagnoosiin. Erityisesti uskottavuusosamäärän käyttäminen tekee diagnostiikasta loogisen ja systemaattisen. Tällaisen kriittisen menettelyn avulla saatetaan joissakin tilanteissa säästää merkittävästi tutkimuksen aiheuttamia kustannuksia. Kalliitkin hoidot uskalletaan aloittaa ilman, että tehtäisiin turhia lisätutkimuksia, jotka eivät laskelmienkaan perusteella lisäisi diagnoosin todennäköisyyttä. Y leislääkäri Viivi Virtasen vastaanotolle hakeutuu 52-vuotias pankkitoimihenkilö, joka on huomannut muistinsa huonontuneen selvästi viime aikoina. Hänellä on vaikeuksia oppia uusia työtapoja ja tietokoneohjelmia, joita tulee koko ajan lisää. Ollessaan kaksi kuukautta aiemmin kesälomamatkalla Pariisissa hän eksyi eikä löytänyt takaisin hotelliinsa ilman poliisin apua. Vaikka hän ei ole mielestään pyrkinyt laihduttamaan, hänen painonsa on laskenut muutaman kilon melko lyhyessä ajassa. Potilas on lukenut naistenlehdistä ja Internetistä Alzheimerin taudista ja siihen liittyvistä oireista ja pelkää sairastuneensa tähän tautiin. Viivi Virtanen on aikaansa seuraava kokenut yleislääkäri. Hän tutkii potilaan huolellisesti havaitsematta muuta neurologisesti ja fyysisesti poikkeavaa kuin hieman kohonneen verenpaineen (162/98 mmhg). Muistihäiriöt ovat lieviä eivätkä häiritse merkittävästi potilaan elämää tai työsuorituksia. Potilaan eksyminen Pariisissa johtui tarkemman keskustelun perusteella pikemminkin huonosta opastuksesta kuin potilaan puutteellisesta orientoitumisesta paikkaan ja aikaan. Viivillä on tapana laatia mielessään oireiden ja löydösten perusteella erotusdiagnostinen lista mahdollisista taudeista. Listan järjestys määräytyy tautien todennäköisyyksien ja vakavuuden perusteella. Diagnostiikassa Viivi etenee listan mukaisesti ja tekee vain sellaisia tutkimuksia, jotka auttavat häntä erottamaan eri tautien mahdollisuuksia toisistaan (taulukko 1). Tämän potilaan oireet viittaavat neurologiseen tautiin Ilkka Kunnamon ja Helena Varosen pääkirjoitus»diagnoosin jäljillä» s. 914 Duodecim 2004;120:935 41 935
Taulukko 1. Viivin laatima yksikertainen erotusdiagnostinen lista ja siihen mahdollisesti vaikuttavat testit ja tutkimukset. Diagnoosi MMSE-testin tulos Aivojen kuvantamislöydös Neurologin konsultaatio Paineet työssä Normaali Normaali Ei tarvita Alzheimerin tauti Patologinen Alussa normaali Auttaa Muu dementia Patologinen Patologinen Auttaa ja mahdollisesti Alzheimerin tautiin, kuten potilaskin epäilee. Yksi mahdollisuus on täysin normaali vanhenemiseen liittyvä oppimiskyvyn huononeminen, jota on pahentanut työpaineiden lisääntyminen ja pelko työpaikan menettämisestä. Potilas on myös lukenut tarkasti epäilemästään taudista ja antaa tautiin sopivan oirekuvauksen. On selvää, että potilaan verenpainetta tulee seurata, ja jos se pysyy näin korkealla, on aloitettava verenpaineen hoito. Tässä vaiheessa Viivi päättää seurata tilannetta eikä pidä mitään jatkotutkimuksia aiheellisina. Viivin seuratessa potilaan verenpainetta hänkin epäilee potilaan muistin huononevan ja huomaa ahdistuksen Alzheimerin taudin mahdollisuudesta lisääntyvän. Niinpä Viivi suorittaa potilaalle MMSE-testin (Mini-Mental State Examination), ja tämä saa raja-arvon 25/30. Viivi päättää lähettää potilaan tarkempiin neurologisiin tutkimuksiin, koska hänen mielestään Alzheimerin tauti tai jokin muu dementian muoto ovat hyvin mahdollisia (taulukko 1). Neurologi Niina Nieminen tutkii potilaan ja tekee samat havainnot kuin lähettänyt lääkäri. Potilaan verenpaine on lääkehoidolla saatu arvoon 132/80 mmhg. Juuri ilmestyneen tutkimuksen perusteella selkäydinnesteestä mitattu fosforyloituneen tauproteiinin (ftp) suhde beeta-amyloidipeptidi 42 :een (bap) on herkkyydeltään ja tarkkuudeltaan käyttökelpoinen testi epäiltäessä Alzheimerin tautia (Maddalena ym. 2003). Niina Nieminen harkitsee testin tekemistä potilaalleen. Diagnostisen testin herkkyys ja tarkkuus Diagnostisen testin herkkyys (sensitiivisyys) ja tarkkuus (spesifisyys) voidaan laskea testille, jonka tulos on dikotominen: normaali versus epänormaali (Uhari ja Nieminen 2001). Maddalena ym. (2003) antavat suhteen ftp/bap rajaarvoksi 58, jolloin testin herkkyys Alzheimerin taudille on 86% ja tarkkuus 97 %. Ymmärtääkseen tämän diagnostisen testin merkitystä paremmin Niina tekee Maddalenan ym. artikkelista laskien testille nelikenttätaulun, jossa riveille tulevat testitulokset ja sarakkeisiin tulee Alzheimerin taudin esiintyminen (kuva 1). Herkkyys on testillä oikein sairaiksi diagnosoitujen osuus kaikista tautia sairastavista (44/51). Vastaavasti tarkkuus on testillä oikein terveiksi diagnosoitujen osuus kaikista terveistä (30/31). Nämä luvut ovat diagnostista testiä kuvaavia tunnuslukuja, jotka eivät riipu sairauden yleisyydestä, koska ne lasketaan sairaiden joukosta (herkkyys) tai terveiden joukosta (tarkkuus). Diagnostisen testin ennustearvot Koska Niina Nieminen ei ole itse tekemässä tutkimusta uudesta diagnostisesta testistä vaan käyttämässä testiä diagnostiikassa, hän on kiinnostunut ennen kaikkea siitä, millä todennäköi- ftp/bap testin tulos Patologinen yli 58 Normaali alle 58 Alzheimerin tauti Sairaat 44 7 Terveet 1 30 51 31 Kuva 1. Maddalenan ym. (2003) tutkimuksen potilaiden luokittelu Alzheimerin tautia sairastaviin ja terveisiin selkäydinnesteen proteiinien suhteen mukaisesti. ftp = fosforyloitunut tauproteiini bap = beeta-amyloidipeptidi 42 45 37 936 M. Uhari
syydellä positiivisen proteiinisuhteen omaava potilas sairastaa Alzheimerin tautia. Niinaa kiinnostaa siten ns. posttest probability eli testituloksen jälkeinen todennäköisyys. Kuvassa 1 positiivisen testituloksen jälkeinen sairauden todennäköisyys voidaan laskea ensimmäiseltä riviltä testillä oikein sairaiksi todettujen osuutena kaikista testipositiivisista (44/45). Tämä on positiivisen testituloksen ennustearvo. Vastaavasti negatiivisen testituloksen ennustearvo voidaan laskea toiselta riviltä oikein testillä terveiksi todettujen osuutena kaikista testinegatiivisista (30/ 37). Niinaa huolestuttaa kuitenkin näiden tunnuslukujen huono yleistettävyys, koska luvut ovat riippuvaisia sairauden yleisyydestä tutkimuspopulaatiossa. Nehän lasketaan nyt tutkittavista, joiden joukossa on sekä sairaita että terveitä. Siinä sairaalassa, missä Niina työskentelee, tutkittavien joukossa on Alzheimerin tautia sairastavia selvästi vähemmän kuin siinä sveitsiläisessä yksikössä, josta Maddalena ym. (2003) julkaisivat tuloksensa ja siten sen ennustearvot eivät ole suoraan yleistettävissä koskemaan Niinan omaa potilasaineistoa. Uskottavuusosamäärän avulla Niina voi yksinkertaisilla laskutoimituksilla arvioida, kuinka tämä proteiinisuhdetutkimus soveltuu hänen potilaisiinsa. Diagnostisten testien uskottavuusosamäärä Viivi laati todennäköisyyksien perusteella erotusdiagnostisen listan potilaan mahdollisista taudeista. Samoin Niina mietti potilaan todennäköisyyttä sairastaa Alzheimerin tautia ja tämän todennäköisyyden muuttumista potilaalle tehtyjen diagnostisten testien ja tutkimusten jälkeen. Todennäköisyyden lisäksi toinen tärkeä ja käyttökelpoinen käsite kuvattaessa ilmiöiden ilmaantumisen mahdollisuutta on odds, vedonlyöjille tuttu vedonlyöntisuhde. Jos Veli Vilkastuksen odotetaan voittavan raveissa kolme lähtöä 12:sta, sen todennäköisyys voittaa on 3/12 eli 1/4 ja voittoa koskeva odds on 3/9 eli 1/3. Oddsilla tarkoitetaan siten ilmiön ilmaantumisen suhdetta ilmiön ilmaantumattomuuteen. Todennäköisyydellä tarkoitetaan ilmiön ilmaantumisen suhdetta koko populaatioon (kuva 2). Si- 90 Kuva 2. Kun tiettyä sairautta esiintyy 10 %:lla väestössä, sen todennäköisyys yksilöllä on 10/100 ja odds 10/90. ten todennäköisyys voi saada arvoja nollan ja yhden välillä, kun taas odds voi saada arvoja nollan ja + :n välillä. Todennäköisyys ja odds voidaan laskea toistensa avulla kaavoista 10 Odds Todennäköisyys Todennäköisyys = Odds = Odds + 1 1 Todennäköisyys Niinaa kiinnosti potilaan diagnoosin todennäköisyyden muuttuminen diagnostisen testin jälkeen. Tätä testinjälkeistä todennäköisyyttä voidaan arvioida ja laskea edellä kuvatun oddsin ja siitä johdetun ns. uskottavuusosamäärän (likelihood ratio) avulla (Gilbert ja Logan 2000). Meillähän on harvoin jos koskaan käytettävissä täydellistä diagnostista testiä, vaan erilaiset diagnostiset testit vain vaikuttavat potilaan diagnoosin todennäköisyyteen. Uskottavuusosamäärä (UO) lasketaan oddsia vastaavasti kaavasta UO (y) = Sairaiden todennäköisyys saada testitulos (y) Terveiden todennäköisyys saada testitulos (y) Maddalena ym. (2003) olivat luokitelleet selkäydinnesteestä mitatun proteiinisuhteen patologisiksi arvoiksi suhteet yli 58. Siten Niina pystyi laskemaan positiivisen testituloksen uskottavuusosamäärän kuvan 1 perusteella Diagnostisten testien tunnusluvut ja niiden käyttö 937
Sairaiden todennäköisyys saada patologinen arvo (44/51) UO (+) = Terveiden todennäköisyys saada patologinen arvo (1/31) arvioon potilaan todennäköisyydestä olla sairas tai terve. Niina sai siten positiivisen testituloksen uskottavuusosamääräksi 26,7. Jaettavat luvut lasketaan nyt erikseen sairaiden ja terveiden joukossa, joten ne eivät ole sairauden yleisyydestä riippuvia. Vastaavasti negatiivisen testituloksen uskottavuusosamäärä on Sairaiden todennäköisyys saada normaali arvo (7/51) UO ( ) = Terveiden todennäköisyys saada normaali arvo (30/31) Negatiivisen proteiinisuhteen uskottavuusosamäärän arvoksi tulee siis 0,17. Yleisemminkin Herkkyys 1 Herkkyys UO (+) = ja UO ( ) = 1 Tarkkuus Tarkkuus Uskottavuusosamäärän avulla voidaan laskea, kuinka paljon potilaan todennäköisyys sairastaa tautia tai olla terve muuttuu diagnostisen testituloksen jälkeen, kun tiedetään potilaan todennäköisyys olla sairas ennen testiä (pretest probability). Negatiivisen testituloksen uskottavuusosamäärä alle 0,1 tarkoittaa, että testituloksen ollessa negatiivinen arvio taudin todennäköisyydestä pienenee merkittävästi. Positiivisen testituloksen uskottavuusosamäärä yli 10 lisää vastaavasti arviota taudin todennäköisyydestä (taulukko 2). Jos testin arvot jäävät tälle välille, pitää miettiä, kannattaako tällaista testiä tai tutkimusta lainkaan tehdä, vai valitaanko parempi tutkimus, joka vaikuttaa enemmän Taulukko 2. Potilaalle tehtävän tutkimuksen tai testin uskottavuusosamäärän odotettavissa oleva vaikutus testinjälkeiseen arvioon todennäköisyydestä, että potilaalla on tutkittava tauti (Friedland ym. 1998). Uskottavuusosamäärä Testinjälkeinen taudin todennäköisyys 0 Ei tautia 0,1 Vähentyy 1 Muuttumaton 10 Lisääntyy + Tauti on varma Diagnostisen testin jälkeinen todennäköisyys Potilaan todennäköisyys sairastaa tutkittua tautia ennen testiä vaikuttaa merkittävästi testinjälkeiseen todennäköisyyteen (kuva 3). Yksinkertainen arvio ennen tutkimuksia vallitsevasta sairauden todennäköisyydestä saadaan sairauden yleisyydestä. Niina on pitänyt kirjaa sairauksien esiintymisestä omassa potilasaineistossaan, ja sen mukaan näin oirehtivien potilaiden joukossa Alzheimerin tautia sairastavia on noin 5%. Sen perusteella ennen selkäydinnestenäytteen ottamista Alzheimerin taudin todennäköisyys on 0,05 ja todennäköisyys, ettei tautia ole on 1 0,05 eli 0,95. Tämän 5%:n todennäköisyyden Niina muuttaa oddsiksi edellä olleella kaavalla (0,05/(1 0,05)), ja saa arvon 0,0526. Kertomalla tämän potilaan sairauden oddsin positiivisen Todennäköisyys testin jälkeen 1 T e s t i t u l o s o n p o s i t i i v i n e n T e s t i t u l o s o n n e g a t i i v i n e n 0 1 Todennäköisyys ennen testiä Kuva 3. Todennäköisyys ennen testiä vaikuttaa merkittävästi testituloksen jälkeiseen diagnoosin todennäköisyyteen, vaikka tutkimuksen sensitiivisyys ja spesifisyys pysyisivät samoina (Sox 1986). Jos taudin todennäköisyys on suuri ennen testiä, ei uusi positiivinen testitulos juuri vaikuta testituloksen jälkeiseen todennäköisyyteen (oikealla ylimmäisen käyrän osa). Vastaavasti jos taudin todennäköisyys on vähäinen ennen testiä, ei uusi negatiivinen testitulos juuri vaikuta testituloksen jälkeiseen todennäköisyyteen (vasemmalla alimmaisen käyrän osa). 938 M. Uhari
testituloksen uskottavuusosamäärällä 26,7 Niina saa potilaan sairaudelle positiivisen testituloksen jälkeisen oddsin, jonka hän voi sitten muuttaa todennäköisyydeksi. 0,0526 x 26,7 = 1,41 ja todennäköisyydeksi muutettuna 1,41/(1,41 + 1) = 0,59. Toisin sanoen jos selkäydinnestenäyte on positiivinen, potilaan todennäköisyys sairastaa Alzheimerin tautia suurenee arvosta 5%arvoon 59 %. Niina tekee vastaavat laskelmat mahdolliselle negatiiviselle testitulokselle käyttäen negatiivisen testituloksen uskottavuusosamäärää 0,17: 0,0526 x 0,17 = 0,0089 joka todennäköisyydeksi muutettuna on 0,0089/(0,0089 +1) = 0,0089. Potilaan todennäköisyys olla sairas testituloksen ollessa negatiivinen on siten 0,9%. Uskottavuusosamäärien avulla Niina käytti hyväkseen annettuja testin herkkyys- ja tarkkuusarvoja laskiessaan omaan potilasaineistoonsa sovellettavissa olevat testinjälkeiset tunnusluvut. Saadut arvot vaikuttivat niin paljon potilaan Alzheimerin taudin todennäköisyyteen, että Niina teki potilaalleen lannepiston ja määritti selkäydinnesteestä suhteen ftp/bap, joka oli 28. Siten oli hyvin epätodennäköistä (negatiivisen testituloksen jälkeinen todennäköisyys 0,9 %), että potilas sairasti Alzheimerin tautia. Potilaan saatua tämän tiedon hänen vointinsa parani selvästi, hän pystyi keskittymään tekemisiinsä ja siten muistamaan paremmin tuoreita asioita. Käydessään verenpaineen vuoksi Viivin vastaanotolla potilas oli tyytyväinen eikä ollut havainnut enää muistin merkittävää huonontumista. Jos Niina olisi päättänyt jatkaa edelleen tutkimuksia, hän olisi voinut vastaavalla tavalla laskea uusien tutkimusten vaikutusta tähän proteiinisuhdetutkimuksen jälkeen saatuun potilaan todennäköisyyteen sairastaa Alzheimerin tautia. Kuvasta 3 voidaan päätellä, että toinen negatiivinen testitulos ei juuri enää pienentäisi potilaan todennäköisyyttä sairastaa Alzheimerin tautia. Jos vastaavasti ennen testiä vallitsevan taudin todennäköisyys on lähellä yhtä, se ei muutu merkittävästi, vaikka tehtäisiin vielä lisää varmistavia tutkimuksia (kuva 3). Useamman testin vaikutus diagnoosin todennäköisyyteen voidaan laskea kaavalla (Uhari ja Nieminen 2001) Todennäköisyys ennen testiä Odds ennen * UO testi1 * UO testi2 * UO testi 3 = Tutkimusten jälkeinen odds Testien jälkeinen todennäköisyys Tutkimusten jälkeinen odds voidaan sitten taas muuttaa takaisin todennäköisyydeksi. Tutkimusten täytyy kuitenkin olla täysin toisistaan riippumattomia, jotta tämä laskukaava toimisi luotettavasti. Ne eivät saa siten kuvata samaa biologista tapahtumaa. ROC-käyrä raja-arvon löytämiseksi Maddalena ym. (2003) määrittivät proteiinien suhteelle ftp/bap arvon, jonka alapuolelle jääneet arvot viittasivat normaaliin löydökseen ja yläpuolelle jääneet sopivat paremmin Alzheimerin tautia sairastavien löydöksiin. Määritys tehtiin ns. receiver operating characteristic (ROC) -käyrän avulla, jossa kutakin saatua arvoa vastaava herkkyys kuvataan y-akselilla ja vastaava arvo 1 tarkkuus x-akselilla (Forsström 1995). Käyrästä voidaan sitten valita kulloiseenkin diagnostiseen tilanteeseen parhaiten sopiva rajaarvo. Toimintarajat tutkimusten määräämisessä Viivillä on mielessään tietyt toimintarajat (action treshold), jotka määräävät hänen päätöksiään tutkimusten tekemisestä tai potilaan lähettämisestä jatkotutkimuksiin (Gilbert ja Logan 2000). Kun sairauden todennäköisyys ylittää nämä toimintarajat, Viivi aloittaa taudin edellyttämän hoidon tai päättää lähettää potilaan jatkotutkimuksiin (kuva 4). Jos taas todennäköisyydet ovat toimintarajoja alempana, Viivi ei aloita hoitoja eikä tee mitään lisätutkimuksia. Nyt seu- Diagnostisten testien tunnusluvut ja niiden käyttö 939
Taudin todennäköisyys 0 1 Potilas on terve, ei lisätutkimuksia Jatka tutkimuksia Potilaalla on tauti, aloita hoito Toimintarajat Kuva 4. Viivin toimintaa potilaan tutkimuksissa ohjaavat hänen toimintarajansa. Jos taudin todennäköisyys on riittävän pieni, hän lopettaa tutkimukset ja potilaan seurannan. Jos taudin todennäköisyys on riittävän suuri, hän aloittaa hoidon eikä tee enää jatkotutkimuksia. Valitut toimintarajat riippuvat sairauden vakavuudesta ja hoitomahdollisuuksista. ratun potilaan todennäköisyys sairastaa Alzheimerin tautia MMSE-testin jälkeen muuttui Viivin harkinnan mukaan niin paljon, että hän päätti lähettää potilaan eteenpäin. Vastaavasti Niinan laskema todennäköisyyden muutos selkäydinnestenäytteen proteiinisuhteessa oli etukäteen laskettuna niin suuri, että tutkimus kannatti potilaalle tehdä. Testinjälkeinen negatiivinen tulos siirsi potilaan sairauden todennäköisyyden sellaiselle tasolle, että jatkotutkimukset eivät olleet enää tarpeellisia. Yleisemminkin voidaan sanoa, että vasta tutkimus, jonka odotettavissa oleva mahdollinen tulos ylittää ennen tutkimusta olevat toimintarajat, kannattaa teh- Diagnostisiin testeihin liittyviä käsitteitä (ks. lisää Uhari 2002) Dikotominen eli kaksiluokkainen testi Testi, joka antaa tulokseksi toisen kahdesta vaihtoehdosta (esim. epänormaali tai normaali). Todennäköisyys ennen testiä (pretest probability) Potilaan todennäköisyys sairastaa tautia ennen mitään tutkimustuloksia; arvio tästä saadaan esim. tautien yleisyyden avulla. Hahmontunnistus (pattern recognition) Kokemuksen myötä tuleva kyky tunnistaa potilaan tauti oirekirjon, löydösten ja tutkimusten avulla. Herkkyys (sensitiivisyys) Testillä oikein tautia sairastavaksi todettujen osuus kaikista kyseistä tautia sairastavista. Negatiivisen testituloksen ennustearvo (negative predictive value) Testillä oikein terveiksi todettujen osuus kaikista testinegativiisista. Negatiivisen testituloksen uskottavuusosamäärä Sairaiden todennäköisyys saada normaali testitulos jaettuna terveiden todennäköisyydellä saada normaali arvo; voidaan laskea myös testin herkkyyden ja tarkkuuden avulla, kaavasta (1 - herkkyys)/tarkkuus. Odds eli vedonlyöntisuhde Ilmiön ilmaantuvuuden suhde ilmiön ilmaantumattomuuteen. Jos Ramman Konin odotetaan voittavan raveissa kolme lähtöä kymmenestä, on sen voittoa koskeva odds 3/7. Oddsia käytetään arvioitaessa todennäköisyyksiä. Positiivisen testituloksen ennustearvo (positive predictive value) Testillä oikein sairaiksi todettujen osuus kaikista testipositiivisista. Positiivisen testituloksen uskottavuusosamäärä Sairaiden todennäköisyys saada patologinen testitulos jaettuna terveiden todennäköisyydellä saada patologinen arvo; voidaan laskea myös testin herkkyyden ja tarkkuuden avulla kaavasta herkkyys/(1 - tarkkuus). Receiver operating characteristic (ROC) -käyrä Jatkuvalle muuttujalle tehty graafinen kuvaaja, jossa kutakin saatua testitulosta vastaava herkkyys kuvataan y- akselilla ja vastaava arvo 1 - tarkkuus x-akselilla. Käyrä helpottaa normaalin ja poikkeavan raja-arvon löytymistä. Tarkkuus (spesifisyys) Oikein testillä terveiksi todettujen osuus kaikista terveistä. Testin jälkeinen todennäköisyys (posttest probability) Arvio potilaan todennäköisyydestä sairastaa tiettyä tautia sen jälkeen arvioituna, kun testitulos on käytettävissä. Voidaan laskea oletetullekin testitulokselle. Toimintaraja (action threshold) Todennäköisyysarvo, jonka ylä- tai alapuolella hoitopäätös on erilainen (ei hoideta, tutkitaan, hoidetaan). Uskottavuusosamäärä (likelihood ratio) Diagnostiselle testille laskettavissa oleva tunnusluku, jonka avulla voidaan arvioida testituloksen vaikutusta arvioon potilaan todennäköisyydestä sairastaa tutkittavaa tautia. 940 M. Uhari
dä. Sellaisia tutkimuksia ei pidä tehdä, joista on jo etukäteen arvioitavissa, että olipa tulos positiivinen tai negatiivinen, potilaan jatkotutkimukset tai hoito eivät siitä muutu. Lopuksi Diagnostiikka on kallista ja aikaa vievää, ja varmuuden vuoksi tehdyillä diagnostisilla testeillä saatetaan aiheuttaa merkittäviä turhia kustannuksia. Diagnostisten tunnuslukujen järkevän käytön avulla diagnostiikasta saa kuitenkin loogisemman ja kustannustehokkaamman verrattuna siihen, että diagnostiikka perustuisi vain epämääräiseen hahmontunnistukseen. Tietokantojen helppo käyttö ja tavoitettavuus lisäävät erilaisten diagnostisten testien tunnuslukujen saatavuutta, jolloin edellä esitetty diagnostinen päättely jo ennen minkään testin tekemistä tulee mahdolliseksi. Toisaalta on hyvä pitää mielessä, että mikään yksittäinen testi tai sille laskettu hienokaan uskottavuusosamäärä ei saa ohjata ajattelua ja päätelmien tekoa liikaa. Ne ovat parhaimmillaan ajattelua ja päättelyä helpottavia mielenkiintoisia työkaluja. Kirjallisuutta Forsström JJ. Testien diagnostisen arvon mittaaminen ROC-käyrän avulla. Duodecim 1995;111:237 45. Friedland DJ, Go AS, Davoren JB, ym. Evidence-based medicine. A framework for clinical practice. Stamford, Connecticut: Appleton & Lange, 1998. Gilbert R, Logan S. Assessing diagnostic and screening tests. Kirjassa: Moyer VA, Elliott EJ, Davis RL, Gilbert R, Klassen T, Logan S, Mellis C, Williams K, toim. Evidence based pediatrics and child health. Lontoo: BMJ Publishing Group, 2000, s. 24 36. Maddalena A, Papassotiropoulos A, Muller-Tillmanns B, ym. Biochemical diagnosis of Alzheimer disease by measuring the cerebrospinal fluid ratio of phosphorylated tau protein to β -amyloid peptide 42. Arch Neurol 2003;60:1202 6. Sox HC. Probability theory in the use of diagnostics tests. Ann Intern Med 1986;104:60 5. Uhari M, Nieminen P. Epidemiologia ja biostatistiikka. Jyväskylä: Kustannus Oy Duodecim, 2001. Uhari M. Biostatistiikan taskutieto. 2. painos. Helsinki: Kustannus Oy Duodecim, 2002. MATTI UHARI, professori matti.uhari@oulu.fi Oulun yliopiston lastentautien klinikka PL 5000, 90014 Oulun yliopisto Diagnostisten testien tunnusluvut ja niiden käyttö 941