← Alla artiklar Aug 2026 · 16 min · Njurfunktion

GFR och biologisk variation

Biologisk variation, mätosäkerhet och förändring av GFR: studiedesign, referensändringsvärden och klinisk uppföljning.

NjurfunktionGFRBiologisk variationRCVIohexol

Reviderad den 27 september 2026.

Klinisk innebörd

En förändring i glomerulär filtrationshastighet (GFR) kan bero på förändrad njurfunktion, fysiologisk variation eller mätfel. Även clearancebaserat GFR, mGFR, har mätosäkerhet. För eGFR tillkommer förändringar i kreatinin eller cystatin C som inte beror på filtrationen.

Vi kan därför inte använda ett och samma procenttal för att skilja oförändrad njurfunktion från sjukdomsprogress. Variationsmåttet måste avse rätt metod, population och tidsintervall. Ett referensändringsvärde, RCV, beskriver en statistisk gräns för skillnaden mellan två resultat. Gränsen talar däremot inte om vad förändringen beror på eller hur stor klinisk betydelse den har.

I Rowes studie av 20 personer med CKD G3 var inomindividuell variation hos iohexolbaserat mGFR 6,7 % och tvåsidigt RCV −17,7/+21,5 %. Skattningen är väl beskriven och gäller kort tid under standardiserade förhållanden. Den kan inte användas som en allmängiltig egenskap hos GFR. Rowe 2019.

Vad variationsmåtten innehåller

En nästlad variationsstudie omfattar flera individer, flera mättillfällen per individ och upprepade analyser av samma prov. Den kan separera analytisk variation, CVACV_A, från variation mellan individens mättillfällen, CVICV_I, samt från variation mellan individer, CVGCV_G.

För en clearanceundersökning räcker analysduplikat däremot inte för att isolera all biologisk variation. De upprepar inte injektionen, dosbestämningen eller provtagningen. Procedurfel som varierar mellan besöken kan därför ingå i det skattade CVICV_I. Rowe anger procedurens komplexitet som en möjlig förklaring till ett högre CVICV_I.

Upprepas hela undersökningen utan analysreplikat får vi i stället ett samlat mått på upprepningsvariationen. Den omfattar biologisk variation och de mätfel som varierar mellan undersökningarna. Ett konstant systematiskt fel behöver inte ge större upprepningsvariation, trots att resultaten är felaktiga.

Vad analysduplikat kan skilja åt Matris med två kolumner. När hela undersökningen upprepas ingår biologisk variation, analysvariation och varierande procedurfel i samma spridning. Med analysduplikat kan analysvariationen separeras, men procedurvariation kan fortfarande ingå i skattat CVI. Konstant bias beskrivs inte av dessa spridningsmått. Vad analysduplikat kan skilja åt En nästlad design separerar inte automatiskt alla mätfel. Hela undersökningen upprepas Dessutom analysduplikat Biologisk variation Ingår Ingår i CVI Analysvariation Ingår Separeras som CVA Varierande procedurfel Ingår Kan ingå i CVI Exempel: fel i dos eller provtagningstid upprepas inte i ett analysduplikat. Ett konstant systematiskt fel kan finnas utan att öka upprepningsvariationen. CVI och CVA betecknar här komponenterna i Rowes studie (2019).

Figur 1. Vilka komponenter som kan särskiljas beror på vad som upprepas. Analysduplikat separerar analysens variation men inte samtliga fel i en clearanceundersökning.

MåttVad det beskriverViktig begränsning
Nästlat CVICV_IVariation mellan besök efter separation av analysvariationenKvarvarande procedurvariation kan ingå
Upprepnings-CVSamlad spridning när hela undersökningen upprepasKomponenterna är inte separerade
DygnsamplitudStorleken på en systematisk dygnsrytm, enligt källans definitionÄr inte en variationskoefficient

Det går inte att slå ihop procenttalen från dessa olika mått till ett gemensamt spann eller jämföra dem genom att bilda kvoter. Även två upprepnings-CV kan avse olika statistiska definitioner, tidsintervall och protokoll.

Standardiserad korttidsvariation: Rowe 2019

Studien omfattade 20 personer vid ett engelskt centrum: tio kvinnor och tio män, medianålder 71 år. Samtliga hade rekryterats med MDRD-eGFR 30–59 mL/min/1,73 m² under minst tre månader. Uppmätt GFR hade medianen 49 och spannet 30,8–71,6 mL/min/1,73 m². Alla deltagare beskrevs som vita. Rowe 2019, metoder och tabell 1–2.

Fyra undersökningar gjordes med en veckas mellanrum, på samma veckodag och klockslag. Deltagarna följde kostanvisningar, tilläts en lätt frukost och uppmanades att undvika kraftig fysisk aktivitet under undersökningen. Iohexol gavs intravenöst och blodprov togs efter 120, 180 och 240 minuter. Analysduplikat och en nästlad modell användes för att skatta variationskomponenterna. Fem undersökningar med felaktigt administrerad dos uteslöts. Därutöver uteslöts avvikande analysduplikat och ett inomindividuellt iohexolresultat. Ingen deltagare uteslöts helt; utan avvikaruteslutningen var variationen något högre.

StorhetmGFR, iohexoleGFR, MDRDeGFR, CKD-EPI kreatinin + cystatin C
CVACV_A, %2,30,80,6
CVICV_I, % (95 % KI)6,7 (5,6–8,2)5,0 (4,3–6,1)5,0 (4,3–6,2)
Tvåsidigt RCV, %−17,7 / +21,5−13,1 / +15,1−13,1 / +15,1

MDRD och den kombinerade CKD-EPI-ekvationen hade lägre korttidsvariation än mGFR. Det räcker inte för att visa att eGFR följer en verklig GFR-förändring bättre. En möjlig förklaring är variation i själva mGFR-proceduren. En annan är att endogena markörer reagerar med fördröjning när filtrationen ändras. Studien kunde inte avgöra hur mycket dessa förklaringar bidrog.

Resultaten gäller fyra veckor och en liten, avgränsad population. De kan inte utan vidare överföras till barn, normal njurfunktion, avancerad CKD eller årsvisa mätningar. Forskarna fann ingen säker trend över tid. Därmed är det ändå inte visat att all variation som sågs var fysiologisk. Författarna betraktade studiens RCV som minimivärden under de undersökta förhållandena.

Äldre studier av upprepningsvariation

Äldre upprepningsstudier ger inte samma komponentuppdelning som Rowes studie. Nedanstående värden redovisas med respektive källas terminologi och ska inte sammanvägas till ett generellt CVICV_I.

StudiePopulation och upprepningRapporterat variationsmått
Brøchner-Mortensen 197651 inneliggande vuxna med stabil njurfunktion; ⁵¹Cr-EDTA två gånger med 1–5 dagars intervall, sängläge utan fastaPrecision/reproducibility: 5,5/4,1 % vid clearance ≥30 mL/min och 11,6/11,5 % vid <30
Brøchner-Mortensen 197731 inneliggande barn, 0,6–14 år; ⁵¹Cr-EDTA två gånger med ett dygns intervall, sängläge utan fastaPrecision/reproducibility: 5,5/4,8 % vid ≥80 och 7,8/4,7 % vid <80 mL/min/1,73 m²
Krutzén 1984Friska frivilliga; iohexol vid två tillfällenTotal variation 11 %
Gaspari 199824 patienter med njursjukdom; iohexol tre gånger under tolv dagarMedelvärde av inomindividuella CV 5,59 %; separat reproducibility 6,28 %
James 2007Elva utan diabetes och 26 med typ 1-diabetes; två veckors intervallInomindividuellt CV 5,4 % för fyrpunktsprotokollet, 120–240 minuter
Bird 2008Tio friska; två fastande undersökningar inom sex veckor, två markörer samtidigtCV 7,4 % för ⁵¹Cr-EDTA och 7,6 % för iohexol, kroppsyteindexerad slope–intercept-metod
Delanaye 2008Tolv friska; två markörer, en veckas intervallCV 7,4 % för ⁵¹Cr-EDTA och 4,5 % för iohexol
Rapporterade variationsmått i äldre studier Punktdiagram med sju redovisade procenttal från fem äldre publikationer. Värdena ligger mellan 4,5 och 11 procent. Studiernas definitioner och protokoll skiljer sig. Två markörer har undersökts hos samma personer. Ingen sammanvägd skattning eller direkt jämförelse med Rowes CVI visas. Upprepningsstudier, 1984–2008 Olika definitioner och protokoll. Flera punkter kommer från samma personer. 0 2 4 6 8 10 12 Krutzén 1984 · iohexol 11,0 Gaspari 1998 · iohexol 5,6 James 2007 · iohexol 5,4 Bird 2008 · ⁵¹Cr-EDTA 7,4 Bird 2008 · iohexol (XRF) 7,6 Delanaye 2008 · iohexol (HPLC) 4,5 Delanaye 2008 · ⁵¹Cr-EDTA 7,4 RAPPORTERAD VARIATION (%) Ingen poolad skattning. Brøchner-Mortensens mått redovisas separat i tabellen.

Figur 2. Rapporterade procenttal från äldre upprepningsstudier. Flera punkter kommer från samma personer eller publikation. Skillnader i definition, urval och protokoll begränsar jämförbarheten; diagrammet är ingen metaanalys.

Brøchner-Mortensens reproducibility beskriver total dag-till-dag-variation, utan separat skattning av analysvariationen. Måttet precision kombinerar denna variation med den förenklade clearancemetodens skattningsfel, hämtat från tidigare metodstudier. I vuxenstudien beräknades reproducerbarheten som kvadratiskt medelvärde av patienternas CV; i barnstudien från differenser i absoluta enheter mellan dubbelbestämningarna, därefter uttryckt i procent. De två måtten beskriver alltså olika saker och kan inte ersätta varandra. De redovisas separat i tabellen och ingår inte i figur 2. Brøchner-Mortensen 1976, s. 36–38, Brøchner-Mortensen 1977, s. 626–627.

Gaspari redovisade också två olika mått. Definitionen av studiens reproducibility har ännu inte kunnat kontrolleras i fulltext; figur 2 återger dess rapporterade medelvärde av inomindividuella CV. Gaspari 1998.

Delanayes brev återger data från en tidigare publicerad kohort, inte en ytterligare oberoende studie. Birds och Delanayes resultat visar inte att en viss markör eller analysmetod generellt är överlägsen. Studierna var små och använde olika iohexolanalyser och protokoll. Hos Gaspari ökade det inomindividuella CV inte påtagligt i gruppen med GFR ≤40 mL/min/1,73 m², medan Brøchner-Mortensen 1976 fann högre variation vid mycket låg clearance. Det går därför inte att dra någon entydig slutsats om hur variationen beror på GFR-nivån utifrån dessa studier.

Varifrån kommer uppgiften om cirka 10 procent?

Krutzén rapporterade cirka 11 % total variation hos friska frivilliga. Två senare återgivningar anger olika analytiska bidrag: cirka 3 % hos Nilsson-Ehle och 5 % hos Nordin. Båda hänvisar till Krutzén, vars tillgängliga abstract inte anger något analytiskt CV. Med det underlag som finns tillgängligt går det därför inte att avgöra vilken av uppgifterna som är rätt. Krutzén 1984, Nilsson-Ehle 2001, Nordin 2019, s. 1010.

Kvadratisk subtraktion ger 112−32≈10,6\sqrt{11^2-3^2}\approx10{,}6 % respektive 112−52≈9,8\sqrt{11^2-5^2}\approx9{,}8 %. Båda ligger kring 10 %, men beräkningen förutsätter oberoende komponenter och lämnar kvar procedurfel som inte ingår i analysvariationen. Beräkningen ger därför inget rent biologiskt CVICV_I som kan användas för alla patienter.

Att Rowe fann 6,7 % är inte en direkt motsägelse: population, tidsintervall, standardisering och komponentuppdelning skiljer sig. Skillnaden mellan studierna kan inte tillskrivas enbart standardisering eller analyskvalitet.

Dygnsrytm, kost och aktivitet

Fysiologiska förändringar under dygnet är något annat än spridningen mellan standardiserade besök. Koopman undersökte elva friska personer under ett dygn med sängläge, regelbundna måltider och normal sömn–vakenhetsrytm. Rapporterad relativ amplitud för inulinclearance var 33 %. Van Acker undersökte 14 friska och åtta personer med nefrotiskt syndrom. Samtliga hade en dygnsrytm med maximum dagtid; rapporterad relativ amplitud var 21 %. Dessa amplitudmått är inte CV och kan inte direkt överföras till en flertimmars plasmaclearance av iohexol. Koopman 1989, van Acker 1992.

Wilkinson rapporterade upprepnings-CV 8,0 % vid fasta och vila samt 12,1 % vid fasta med fri aktivitet vid mätning med ⁹⁹ᵐTc-DTPA. Gruppfördelningen kan inte fastställas från det tillgängliga abstractet. Studien ger stöd för att hålla undersökningsförhållandena jämförbara. Resultaten ger däremot ingen allmän faktor som kan användas för att räkna om iohexolclearance. Wilkinson 1990.

Preanalytisk standardisering och dygnsvariation Två paneler. Vänster panel visar upprepnings-CV i Wilkinson-studien med samma markör: 8,0 procent vid standardiserad fasta och vila, 12,1 procent vid fasta men fri rörlighet. Höger panel visar relativ dygnsamplitud för inulinclearance: 21 procent hos van Acker och 33 procent hos Koopman under sängläge. Amplitud och variationskoefficient är olika storheter och staplarna får inte jämföras mellan panelerna. Preanalytisk standardisering och dygnsvariation Panelerna redovisar två olika storheter och läses var för sig. A · Upprepnings-CV Wilkinson 1990 · ⁹⁹ᵐTc-DTPA 8,0 % Fastande, vila, standardiserat 12,1 % Fastande, men fri rörlighet Rapporterade resultat vid vila respektive aktivitet. Abstract anger 26 patienter i den standardiserade undersökningen; gruppfördelningen är ej verifierad. B · Relativ dygnsamplitud Inulinclearance över ett dygn 21 % van Acker 1992 · n = 14 + 8 33 % Koopman 1989 · n = 11, sängläge Rapporterad relativ amplitud för inulinclearance. Måttet beskriver en dygnsrytm och är inte ett CV. Ingen direkt omräkning till iohexolclearance. Observera: skalorna representerar olika storheter. Staplarnas längd är inte jämförbar mellan panelerna.

Figur 3. Upprepningsvariation och dygnsamplitud beskriver olika egenskaper. Panelerna har olika skalor. Siffrorna ger stöd för standardisering men kvantifierar inte dess effekt för alla mGFR-protokoll.

EKFC:s konsensus från 2024 betonar dokumenterad dos, exakta injektions- och provtagningstider, provtagning anpassad till förväntad GFR samt kontrollerad iohexolanalys. Akut sjukdom, vätskebalans, större proteinbelastning och kraftig fysisk aktivitet behöver beaktas. Att standardisera undersökningen behöver inte innebära strikt fasta eller sängläge. Förberedelserna ska följa det protokoll som används. Ebert 2024.

Analysvariation och kvalitetsmål

Variationen i iohexolkoncentration är inte samma storhet som variationen i beräknat mGFR. Clearance beror på dosen och koncentrationskurvan. Hur mycket ett analysfel påverkar det beräknade resultatet beror bland annat på om samma fel finns i alla prover eller om det varierar mellan provtagningstidpunkterna.

Ognissanti undersökte felens fortplantning med matematiska modeller och data från 731 rutinmässiga iohexolundersökningar. Analysfel kunde förstärkas när provtagningstiderna låg olämpligt i förhållande till markörens elimination. Individanpassade tider minskade den beräknade osäkerheten i simuleringarna; någon förbättring vid upprepade patientundersökningar visades inte. Studien skattade inte biologisk variation. Ognissanti 2022, med rättelse 2023.

Extern kvalitetssäkring (EQA) kan beskriva spridning mellan laboratorier. Den kan innehålla systematiska skillnader i kalibrering, medan analysreplikat inom ett laboratorium främst beskriver imprecision under de studerade betingelserna. Nordin undersökte 14 kontrollomgångar 2015–2018 med 27–34 laboratorier och redovisade även variation inom laboratorier för två återkommande kontrollmaterial. Dessa mått gäller iohexolkoncentration, inte upprepade clearanceundersökningar. Nordins mellanlaboratorie-CV får därför inte direkt jämföras med Rowes CVACV_A för härlett mGFR eller användas för att rangordna analysmetoder mot ett mGFR-mål. Nordin 2019, Ebert 2024.

Biologiskt baserade kvalitetsmål för analytisk imprecision anges ofta som 0,25 CVI0{,}25\,CV_I, 0,50 CVI0{,}50\,CV_I och 0,75 CVI0{,}75\,CV_I för optimal, önskvärd respektive minimal kvalitet. Med 6,7 % blir motsvarande nivåer cirka 1,7, 3,4 och 5,0 %. Här är de villkorade räkneexempel för mGFR, inte validerade acceptansgränser för iohexolkoncentration. Även det använda CVICV_I kan innehålla procedurvariation. Fraser 1997.

EKFC rekommenderar en analytisk imprecision under 3 % för iohexolkoncentrationen och motiverar målet med ungefär halva den rapporterade inomindividuella mGFR-variationen, 4,5–6,7 %. Konsensusgruppen överför alltså ett biologiskt resonemang om mGFR till koncentrationsanalysen. Rekommendationen gäller analysens imprecision. Den anger ingen gräns för spridningen mellan laboratorier eller för variationen i hela clearanceundersökningen. Ebert 2024, s. 588.

Kvalitetsmål och mätkedjan Övre panelen visar villkorade imprecisionsmål för mGFR, beräknade från CVI 6,7 procent: optimalt under 1,7 procent, önskvärt under 3,4 och minimalt under 5,0. Rowes analyskomponent för mGFR är 2,3 procent. Nedre panelen anger EKFC:s rekommendation för iohexolkoncentration, motiverad av mGFR-variation, och skiljer analysens imprecision från mellanlaboratoriespridning. Kvalitetsmål och mätkedjan Illustration med CVI = 6,7 % från Rowe; inga generella acceptansgränser. mGFR · biologiskt baserade mål för imprecision 1,7 3,4 5,0 0 CVA (%) Optimalt Önskvärt Minimalt 2,3 % Punkt: Rowes analytiska komponent för beräknat mGFR. Iohexolkoncentration · annan mätstorhet EKFC 2024: analysimprecision <3 % för iohexolkoncentrationen. Målet motiveras med cirka halva den inomindividuella mGFR-variationen. Mellanlaboratoriespridning i EQA är ett annat mått och kan inte graderas här. Målen ovan = 0,25 / 0,50 / 0,75 × CVI. Även CVI kan innehålla procedurfel.

Figur 4. Kvalitetsmål kräver att mål och resultat avser samma storhet. Rowes mGFR-komponent och extern kvalitetssäkring av iohexolkoncentration beskriver olika delar av mätkedjan.

Referensändringsvärde: två resultat

Under antagande om ett stabilt individuellt jämviktsläge och oberoende mätningar kan ett symmetriskt RCV approximeras med

RCV=Z2 CVA2+CVI2.RCV = Z\sqrt{2}\,\sqrt{CV_A^2+CV_I^2}.

Vid tvåsidig prövning används vanligen Z=1,96Z=1{,}96. Om modellen är korrekt passerar omkring 5 % av jämförelserna gränsen trots oförändrat jämviktsläge. Ett överskridande betyder inte att sannolikheten för verklig förändring är 95 %. Inte heller utesluter ett mindre utslag en kliniskt relevant förändring.

Rowe analyserade logtransformerade data och rapporterade asymmetriska gränser. Från exempelvärdet 59 mL/min/1,73 m² motsvarar publicerat RCV ungefär 48,6–71,7 för mGFR och 51,3–67,9 för MDRD-eGFR. Detta är gränser för nästa resultat i en tvåprovsjämförelse under modellens antaganden, inte ett referensintervall för patientens sanna GFR.

RCV för två resultat Tallinje från 40 till 80 mL/min/1,73 m². Utgångsvärdet 59 ger tvåsidiga RCV-gränser 48,6 till 71,7 för iohexol-mGFR och 51,3 till 67,9 för MDRD-eGFR enligt Rowe 2019. Ett överskridande visar inte orsaken och ett mindre utslag utesluter inte förändring. En längre provserie måste analyseras som ett förlopp, inte som en garanterad tid till upptäckt. RCV för två resultat Rowe 2019 · tvåsidig 95 %-nivå · lognormal modell · CKD G3 mGFR (iohexol) · −17,7 / +21,5 % 48,6 71,7 eGFR (MDRD) · −13,1 / +15,1 % 51,3 67,9 Utgångsvärde 59 40 50 60 70 80 mL/min/1,73 m² Två resultat RCV prövar skillnaden under en modell för stabil nivå. En provserie Förloppet bedöms med flera värden och klinisk kontext. RCV är varken ett progresskriterium eller en garanti för att upptäcka förändring.

Figur 5. Tvåsidigt RCV enligt Rowe, applicerat på ett illustrativt utgångsvärde. Gränserna är metod- och studieberoende.

En ensidig prövning kan användas om riktningen har bestämts i förväg. Väljer vi riktning först när resultaten är kända får prövningen en annan felrisk än den avsedda. Upprepad tillämpning på en lång provserie medför också fler möjligheter till falska larm.

Beräkning och osäkerhet i RCV

Med CV uttryckta som andelar kan den lognormala modellen skrivas

sΔ=2[ln⁡(1+CVI2)+ln⁡(1+CVA2)],RCV±=e±ZsΔ−1.s_\Delta=\sqrt{2\left[\ln(1+CV_I^2)+\ln(1+CV_A^2)\right]},\qquad RCV_{\pm}=e^{\pm Zs_\Delta}-1.

För CVI=0,067CV_I=0{,}067 och CVA=0,023CV_A=0{,}023 erhålls ungefär −17,8/+21,7 %. Det ligger nära Rowes publicerade −17,7/+21,5 %; figuren använder de publicerade värdena. Asymmetrin följer av den valda lognormala modellen, inte av att GFR alltid måste vara lognormalfördelat.

Om CVICV_I sätts till ändpunkterna i dess konfidensintervall, 5,6 respektive 8,2 %, och CVACV_A hålls vid 2,3 %, varierar den beräknade nedre RCV-gränsen mellan cirka −15,4 och −21,0 %. Detta är en känslighetsanalys, inte ett formellt konfidensintervall för RCV.

Var den statistiska gränsen ligger säger inte i sig hur stor chansen är att upptäcka en förändring. Om den sanna förändringen på logskalan precis motsvarar den nedre RCV-gränsen, passerar ett observerat resultatpar denna gräns i ungefär hälften av jämförelserna under modellen. Vi kan därför inte räkna fram en garanterad tid till upptäckt genom att dela gränsen med en antagen årlig nedgång.

Se även RCV-verktyget och Mätosäkerhet i laboratoriemedicin.

Långtidsförändring och kliniska beslutsgränser

När vi följer en serie mätningar får vi annan information än när vi bara jämför två resultat. Lutningen över tid, provtagningarnas antal och tidsavstånd, ändrade analysmetoder och samtidiga kliniska händelser påverkar tolkningen. Ett korttids-RCV kan inte ensamt avgöra om årsvis uppföljning kan påvisa progress.

UnderlagVad gränsen betyder
RCVEn modellbaserad gräns för skillnaden mellan två resultat
KDIGO 2024, 2.1.3Hos personer med CKD motiverar en förändring i eGFR över 20 % vid efterföljande prov utredning
KDIGO 2024, 2.1.4Vid start av hemodynamiskt verkande behandling motiverar en GFR-minskning över 30 % utredning
NICE NG203, 1.3.5Accelererad progress: bestående GFR-minskning minst 25 % med kategoribyte inom tolv månader, eller bestående minskning minst 15 mL/min/1,73 m² per år

KDIGO beskriver dessa förändringar som större än förväntad variation. Riktlinjernas gränser är kliniska bedömningsregler, inte individuellt beräknade RCV. NICE anger minst tre GFR-skattningar under minst 90 dagar för bedömning av förloppet. KDIGO rekommenderar minst årlig bedömning av GFR och albuminuri vid CKD, med tätare uppföljning när risk och behandlingsbeslut motiverar det. Akuta förändringar måste bedömas separat. KDIGO 2024, NICE NG203.

Nyare longitudinellt underlag: eGFR-C

I eGFR-C följdes vuxna med CKD G3 vid sex engelska centrum. Av 1 229 rekryterade hade 875 både mGFR och eGFR vid start och efter tre år. eGFR bestämdes halvårsvis; en delgrupp hade ytterligare mGFR vid ett och två år. BMJ-publiceringen 2026 bygger på samma kohort som HTA-rapporten 2024 och är inte en oberoende replikering. Scandrett 2026.

Huvudanalysen jämförde förändringen mellan två ändpunkter, dividerad med förfluten tid. Andelen vars eGFR-lutning låg mindre än 3 mL/min/1,73 m² per år från mGFR-lutningen var 78,1–80,2 % för de kombinerade kreatinin–cystatin C-ekvationerna, jämfört med 73,1 % för den ursprungliga kreatininbaserade CKD-EPI-ekvationen. Samtliga ekvationer underskattade den mediana minskningen i mGFR.

Vid studiens binära progressmått — minst 25 % minskning i mGFR tillsammans med sämre GFR-kategori över tre år — var sensitiviteten 45,3–54,0 %. Det innebär inte att eGFR missar hälften av all klinisk njurfunktionsförsämring. Hur resultatet ska tolkas beror på vilken definition som valts, hur stora förändringarna är och att även referensmetoden varierar. Modeller med ytterligare mGFR-resultat gav bättre överensstämmelse i känslighetsanalysen.

Låg korttidsvariation, god överensstämmelse med en lutning och hög sensitivitet för ett bestämt progresskriterium är tre skilda egenskaper.

Biologisk variation hos kreatinin och eGFR

Thönis metaanalys omfattade 37 studier av kreatinin, med 2 770 deltagare. Poolat CVICV_I för kreatinin var 5,2 % (95 % KI 4,6–5,8), med betydande heterogenitet (I2=82,3I^2=82{,}3 %). Detta är inte 37 direkta variationsstudier av mGFR. Thöni 2022.

Författarna härledde ett eGFR-RCV omkring ±16,5 % med antaget analytiskt kreatinin-CV 1,1 % och MDRD-ekvationens exponent. Deras lägre värde, ±12,5 %, utgick från den nedre gränsen i prediktionsintervallet efter uteslutning av avvikande studier. Det är inte RCV beräknat från det poolade CVICV_I efter denna uteslutning, 5,0 %. Värdena kan inte överföras oförändrade till varje eGFR-ekvation eller laboratorium.

Rowes individualitetsindex för mGFR var cirka 0,4. Det beskriver förhållandet mellan variation inom och mellan personer i just denna population. Ett lågt index stödjer värdet av tidigare individuella resultat, men upphäver inte absoluta GFR-gränser för CKD-klassificering, riskbedömning eller läkemedelsdosering.

Evidensens begränsningar

Det centrala mGFR-underlaget består av små studier med olika markörer, populationer och definitioner. Rowes nästlade studie ger en tydlig komponentuppdelning, men separerar inte alla procedurfel. Det är särskilt osäkert hur väl dessa korttidsresultat gäller vid långvarig uppföljning, vid uttalat nedsatt GFR och hos barn.

Clearance är en viktig referensmetod, men inte en felfri mätning av en oföränderlig storhet. Vid validering av eGFR påverkas överensstämmelsen också av referensmetodens variation och av om metoderna beskriver samma tidsmässiga tillstånd. Ett enskilt procenttal för mGFR-variation räcker därför inte för att sätta en allmängiltig gräns för hur väl en eGFR-ekvation kan prestera.

Referenser och källstatus

Rowe C, Sitch AJ, Barratt J, et al. Biological variation of measured and estimated glomerular filtration rate in patients with chronic kidney disease. Kidney Int. 2019;96:429–435. doi:10.1016/j.kint.2019.02.021.

Brøchner-Mortensen J, Rödbro P. Selection of routine method for determination of glomerular filtration rate in adult patients. Scand J Clin Lab Invest. 1976;36:35–43. doi:10.1080/00365517609068016.

Brøchner-Mortensen J, Rohbrandt K, Lauritzen RB. Precision of single injection (51Cr)EDTA plasma clearance and endogenous creatinine clearance determinations in children. Scand J Clin Lab Invest. 1977;37:625–629. doi:10.3109/00365517709100655.

Krutzén E, Bäck SE, Nilsson-Ehle I, Nilsson-Ehle P. Plasma clearance of a new contrast agent, iohexol: a method for the assessment of glomerular filtration rate. J Lab Clin Med. 1984;104:955–961. PubMed. Endast abstract.

Gaspari F, Perico N, Matalone M, et al. Precision of plasma clearance of iohexol for estimation of GFR in patients with renal disease. J Am Soc Nephrol. 1998;9:310–313. doi:10.1681/ASN.V92310. Endast abstract.

James TJ, Lewis AV, Tan GD, et al. Validity of simplified protocols to estimate glomerular filtration rate using iohexol clearance. Ann Clin Biochem. 2007;44:369–376. doi:10.1258/000456307780945804.

Bird NJ, Peters C, Michell AR, Peters AM. Reproducibilities and responses to food intake of GFR measured with chromium-51-EDTA and iohexol simultaneously and independently in normal subjects. Nephrol Dial Transplant. 2008;23:1902–1909. doi:10.1093/ndt/gfm825.

Delanaye P, Cavalier E, Froissart M, Krzesinski JM. Reproducibility of GFR measured by chromium-51-EDTA and iohexol. Nephrol Dial Transplant. 2008;23:4077–4078, med svar 4078. doi:10.1093/ndt/gfn496. Kohorten beskrevs tidigare i Nephron Clin Pract. 2008;108:c246–248, doi:10.1159/000124327.

Nilsson-Ehle P. Iohexol clearance for the determination of glomerular filtration rate: 15 years’ experience in clinical practice. eJIFCC. 2001;13:48–52. Fulltext. Historisk metodöversikt.

Koopman MG, Koomen GCM, Krediet RT, et al. Circadian rhythm of glomerular filtration rate in normal individuals. Clin Sci. 1989;77:105–111. doi:10.1042/cs0770105. Endast abstract.

van Acker BAC, Koomen GCM, Koopman MG, et al. Discrepancy between circadian rhythms of inulin and creatinine clearance. J Lab Clin Med. 1992;120:400–410. PubMed. Endast abstract.

Wilkinson J, Fleming JS, Waller DG. Effect of food and activity on the reproducibility of isotopic GFR estimation. Nucl Med Commun. 1990;11:697–700. doi:10.1097/00006231-199010000-00005. Endast abstract.

Ebert N, Schaeffner E, Seegmiller JC, et al. Iohexol plasma clearance measurement protocol standardization for adults: a consensus paper of the European Kidney Function Consortium. Kidney Int. 2024;106:583–596. doi:10.1016/j.kint.2024.06.029. Konsensusdokument.

Ognissanti D, Andresen Bergström M, Theodorsson E, et al. Estimating Analytical Errors of Glomerular Filtration Rate Measurement. Clin Chem. 2022;68:1211–1218. doi:10.1093/clinchem/hvac098. Med rättelse 2023;69:429. Modellstudie; simulerad optimering av provtagningstider.

Nordin G, et al. Accuracy of determination of the glomerular filtration marker iohexol by European laboratories as monitored by external quality assessment. Clin Chem Lab Med. 2019;57:1006–1011. doi:10.1515/cclm-2018-1175.

Fraser CG, Hyltoft Petersen P, Libeer JC, Ricós C. Proposals for setting generally applicable quality goals solely based on biology. Ann Clin Biochem. 1997;34:8–12. doi:10.1177/000456329703400103. Förslag till kvalitetsmål.

Scandrett K, Sitch AJ, Barratt J, et al. Accuracy of glomerular filtration rate estimation based on creatinine and cystatin C for monitoring moderate chronic kidney disease in adults: prospective, longitudinal cohort study. BMJ. 2026;392:e085005. doi:10.1136/bmj-2025-085005.

Thöni S, Keller F, Denicolò S, et al. Biological variation and reference change value of the estimated glomerular filtration rate in humans: a systematic review and meta-analysis. Front Med. 2022;9:1009358. doi:10.3389/fmed.2022.1009358. Systematisk översikt av kreatininvariation med härlett eGFR-RCV.

KDIGO 2024 Clinical Practice Guideline for the Evaluation and Management of Chronic Kidney Disease. Kidney Int. 2024;105(Suppl 4S):S117–S314. Riktlinje och fulltext. Practice points 2.1.1–2.1.4.

NICE. Chronic kidney disease: assessment and management. NG203. Rekommendationer, avsnitt 1.3.5–1.3.6.