本文選題：肝 + 磁共振擴(kuò)散加權(quán)成像��； 參考：《南方醫(yī)科大學(xué)》2014年博士論文

【摘要】：研究背景 磁共振擴(kuò)散加權(quán)成像(Diffusion weighted imaging, DWI)是一種無創(chuàng)的磁共振功能成像技術(shù),屬于分子影像范疇,它從分子層面上分析病變組織結(jié)構(gòu)、組織成分的微觀變化來反映組織器官的宏觀病變,是目前進(jìn)行活體定性研究、定量分析水分子擴(kuò)散受限的最佳的成像技術(shù),其在大腦缺血性病變、腫瘤性病變等方面已經(jīng)得到廣泛的運(yùn)用。近年來,隨著磁共振各種快速成像技術(shù)的發(fā)展,尤其是平面回波技術(shù)的開展及應(yīng)用,其快速成像的優(yōu)勢明顯減弱了人體各種生理運(yùn)動(如呼吸、胃腸蠕動及大血管搏動等等)偽影,促進(jìn)了擴(kuò)散加權(quán)成像在腹部各臟器的臨床應(yīng)用,尤其是對腹部實(shí)質(zhì)性臟器疾病的診斷、病變治療后療效的評價產(chǎn)生了深遠(yuǎn)的影響。DWI不僅能對病變進(jìn)行定性診斷,而且通過表觀擴(kuò)散系數(shù)(Apparent diffusion coefficient ADC)的測量對病變進(jìn)行定量分析—即量化成像分析,這在肝臟腫瘤檢測、腫瘤定性和監(jiān)測治療效果方面有著極大的臨床價值,因?yàn)橐话愣源x、功能的變化往往先于形態(tài)學(xué)改變。盡管臨床實(shí)踐中ADC值的應(yīng)用正在擴(kuò)大,但DWI容積量化的可重復(fù)性尚未很好確定。ADC值可能被不同序列接收參數(shù)、MR系統(tǒng)類型、腫瘤的大小和位置等影響。ADC值隨時間呈非線性變化,當(dāng)它們不是在不同患者間的同一時間點(diǎn)獲取,這可致測量值極大不同。在利用ADC進(jìn)行肝臟疾病評價時,為了使得研究者的前后結(jié)果或研究者之間的結(jié)果具有可比性,無疑迫切需要ADC值的測量具有較高的可重復(fù)性。既往有作者研究了顱腦ADC值測量的可重復(fù)性問題。腹部DWI成像與腦部DWI成像不同,容易受到呼吸、心跳及胃腸道蠕動等各種生理因素以及胃腸道內(nèi)容物的影響,因此腹部臟器特別是肝臟ADC值測量的準(zhǔn)確性及可重復(fù)性也越來越引起人們的關(guān)注。腹部DWI測量誤差可能取決于很多因素,包括成像設(shè)備,啟動程序,數(shù)據(jù)采集技術(shù)和重復(fù)測量的間隔時間等等。 另外,目前常規(guī)擴(kuò)散加權(quán)成像技術(shù)是基于水分子的自由運(yùn)動滿足高斯分布的假設(shè),其信號的衰減是由一個簡單的單指數(shù)函數(shù)來描述：S(b)=Soexp(-Db), (1) 上式中b為擴(kuò)散加權(quán)因子。該模型中自由參數(shù)為So和D,其中So表示無擴(kuò)散加權(quán)梯度時的信號,而D表示擴(kuò)散系數(shù)。單指數(shù)擴(kuò)散也被稱為高斯擴(kuò)散,其原因是,對于自由擴(kuò)散而言,擴(kuò)散傳播符合高斯函數(shù)。但在小b值范圍內(nèi),即使擴(kuò)散受限或擴(kuò)散范圍內(nèi)存在分區(qū),單指數(shù)衰減也是一個很好的擬合函數(shù)。 然而該假設(shè)對于復(fù)雜的生物組織并不準(zhǔn)確,在生物組織中的水分子并不是遵循高斯的正態(tài)分布,應(yīng)該用非高斯分布來描繪水分子的運(yùn)動,于是有許多學(xué)者提出了各種非高斯分布的擴(kuò)散模型： 一、統(tǒng)計(jì)模型： 公式(1)可以推廣至涵括多個擴(kuò)散系數(shù)。Yablonskiy等學(xué)者提出,信號可認(rèn)為是由分布函數(shù)P(D)描述的擴(kuò)散系數(shù)的總和,即總信號可用下式表示：S(b)=S0∫0∞dDP(D)exp(-Db) (2) 上式也是分布函數(shù)的Laplace變換。如果只存在一個δ函數(shù)峰值,則信號是可用單指數(shù)函數(shù)擬合。Yablonskiy等假定的高斯分布模式中信號為： 其中中是誤差函數(shù)。該模型自由參數(shù)為S0、ADC(表觀擴(kuò)散系數(shù))以及σ。,其中后二者分別表示高斯分布函數(shù)的中心和寬度。當(dāng)不同D值對應(yīng)的自旋密度不重疊時,該分布P(D)對應(yīng)于一組真實(shí)的物理擴(kuò)散率。反之,該模型的參數(shù)則需另加解釋。 二、拉伸指數(shù)模型： 拉伸指數(shù)函數(shù)是一種三參數(shù)模型,函數(shù)公式如下：S(b):S0exp[-(bDDC)α](4) 此處3個參數(shù)分別為：S0、分布擴(kuò)散系數(shù)(DDC)和異質(zhì)指數(shù)α,其中α范圍為0至1。α取上限值1時,上式則相當(dāng)于單指數(shù)擴(kuò)散函數(shù)。就數(shù)理而言,拉伸指數(shù)函數(shù)可以由簡單的指數(shù)線性衰變疊加而成。異質(zhì)性指數(shù)亦表現(xiàn)出一定的臨床相關(guān)性,例如,可作為腦腫瘤標(biāo)記物。 三、雙指數(shù)模型： 在雙指數(shù)模型中,信號是兩個指數(shù)函數(shù)的總和：S(b)=S0[W1exp(-D1b)+W2exp(-D2b)],W1+W2=1.(5) 模型中4個自由參數(shù)分別是：擴(kuò)散系數(shù)D1、D2,分區(qū)1的體積分?jǐn)?shù)W1(由于W1+W2=1,W2不是自由參數(shù))以及S0。在人腦組織中亦觀察到有雙指數(shù)擴(kuò)散。起初該模型的理論假定是腦組織中擴(kuò)散分為兩個分區(qū),但后來雙指數(shù)擴(kuò)散模式似乎可被歸因于擴(kuò)散受限。對于雙指數(shù)模型,分布函數(shù)P(D)是由兩個底數(shù)分別為w2和w2的δ函數(shù)構(gòu)成的。 四、擴(kuò)散峰度模型： 擴(kuò)散峰度成像是量化組織內(nèi)非正態(tài)分布水分子擴(kuò)散的一種磁共振成像方法,擴(kuò)散峰度成像信號的對數(shù)衰減要遵循下面的公式：In[S(b)]=In[S(0)]-bD+b2D2K+O(b3)(6) 其中,S(b)表示信號強(qiáng)度,D表示擴(kuò)散系數(shù),K表示擴(kuò)散峰度。當(dāng)K=0時,就是高斯分布。在一般情況下,所測量的擴(kuò)散峰度取決于擴(kuò)散敏感梯度的方向。在神經(jīng)系統(tǒng)成像中,由于各向異性的原因,這個方向的依賴性可以用15個獨(dú)立的張量來描述,在神經(jīng)系統(tǒng)成像中由于各向異性的原因,因此要確定完整的擴(kuò)散峰度張量,擴(kuò)散峰度必須在至少15個不同方向測量。但在肝臟擴(kuò)散峰度成像,由于各向同性的原因,只需在3個方向上測量。這個度量常用定向依賴峰度的平均值,即平均峰度(MK)來表示。峰度是一個無量綱的統(tǒng)計(jì)指標(biāo),用來量化任意概率分布的非高斯分布的行為。 五、累積展開模型： 對于單指數(shù)擴(kuò)散,信號的對數(shù)是以b為自變量的線性函數(shù)。In(S)可展開表達(dá)為以b為冪級數(shù)的公式。此時,S(b)可由下式給出：S(b)=Soexp(C1b+C2b2+C3b3+...)(7) 上式即“累積展開”。累積展開是獨(dú)立于任何模型的,僅是純粹的擴(kuò)散加權(quán)信號的數(shù)學(xué)表示。它不基于任何物理假設(shè)。因此,此方法與前面所討論的物理模型有概念上的差異。在一般情況下,累積展開不能由擴(kuò)散系數(shù)分布函數(shù)P(D)構(gòu)成。其原因是,方程7中的S。b)在高b值范圍內(nèi)無極限。因此,Laplace變換不存在。從形式上看,單指數(shù)模型(對應(yīng)于自由擴(kuò)散)可看作C1=D時的一階累積展開。 以上非高斯模型在神經(jīng)系統(tǒng)中已得到廣泛應(yīng)用。然而非高斯分布的擴(kuò)散模型在肝臟中的應(yīng)用,國內(nèi)外報道較少。非高斯分布的擴(kuò)散加權(quán)成像在肝臟應(yīng)用的可行性及擴(kuò)散參數(shù)的可重復(fù)性如何,國內(nèi)目前尚未見明確報道。本文通過對肝臟體素內(nèi)不一致運(yùn)動(Intravoxel incoherent motion, IVIM)擴(kuò)散成像及肝臟擴(kuò)散峰度成像(Diffusion-kurtosis imaging, DKI)來對非高斯分布模型在肝臟中應(yīng)用的可行性及擴(kuò)散參數(shù)的可重復(fù)性作一初步探討。 第一部分不同磁共振成像儀對肝臟磁共振擴(kuò)散加權(quán)成像的可重復(fù)性研究 研究目的：研究兩種磁共振成像儀對肝臟擴(kuò)散成像表觀擴(kuò)散系數(shù)(Theapparent diffusion coefficient, ADC)測量值的影響；評價正常肝臟ADC值測量者兩次測量的一致性,正常肝臟ADC值測量的可重復(fù)性。 材料與方法：該研究方案得到廣東省人民醫(yī)院倫理委員會批準(zhǔn)并獲得患者的知情同意書。使用兩臺不同的1.5T磁共振成像儀(西門子ESPREE和Philips),設(shè)置相同的序列和參數(shù)分別對兩組正常自愿者(各為33例,飛利浦組和西門子組的性別組成分別為：男17例,女16例；女22例,男11例；平均年齡分別為23.697±2.721歲；25.606±7.167歲)進(jìn)行肝前、后兩次DWI掃描(b=0和800s/mmm2)。在生成的ADC圖像上,分別選取左、右肝中間連續(xù)三層ADC圖進(jìn)行ADC值測量。在選取的ADC圖像上,分別在左、右肝放置2個大小一致的感興趣區(qū)(Region of interest, ROI)的測量其ADC值。將左、右肝的6個ROI的ADC值進(jìn)行平均后分別代表左、右肝的ADC值。ADC值用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差來表示,數(shù)據(jù)的正態(tài)性檢驗(yàn)用Kolmogoro v-Smirno v方法來進(jìn)行檢驗(yàn),Levene檢驗(yàn)用于方差齊性檢驗(yàn)。采用組內(nèi)相關(guān)系數(shù)(intraclass correlation coefficients, ICCs)評價測試者兩次測量的一致性,ICC大于0.75認(rèn)為是一致性好。ADC測量值的重復(fù)性采用Bland-Altman方法來評估。比較兩次掃描所得參數(shù)的平均絕對差值和平均差值的95%一致性界限(limits of agreement, LOAs)。采用Bland-Altman方法評價兩種機(jī)器ADC值測量的可重復(fù)性。 研究結(jié)果：1,西門子磁共振儀測得的左、右肝ADC值(第一次,左肝：1.479±0.163×10-3mm2/s,右肝：1.282±0.071×10-3mm2/s；第二次,左肝：1.527±0.164×10-3mm2/s,右肝：1.295±0.084×10-3mm2/s)均較飛利浦磁共振儀所測得的值(第一次,左肝：1.443±0.154×10-3mm2/s,右肝：1.217±0.104×10-3mm2/s；第2次,左肝：1.439±0.185×10-3mnm2/s,右肝：1.226±0.115×10-3mm2/s)為高(t=2.045-2.713,P0.05)；2,每種機(jī)器所測得左肝的ADC值(第一次,西門子：1.4794±0.163×10-3mm2/s,飛利浦：1.443±0.154×10-3mm2/s；第2次,西門子：1.527±0.164×10-3mm2/s,飛利浦：1.439±0.185×10-3mm2/s)大于右肝的ADC值(第一次,西門子：1.282×0.071×10-3mm2/s,飛利浦：1.2174±0.104×10-3mm2/s；第2次,西門子：1.295±0.084×10-3mm2/s,飛利浦：1.226±0.115×10-3mm2/s)(t=-10.561-7.263, P0.001)。3, Bland-Altman analysis分析方法顯示,兩種機(jī)型左、右肝ADC測量值的可重復(fù)性類似,且右肝的可重復(fù)性均較左肝好,其中西門子機(jī)器右肝的一致性值為7.55%,左肝為16.65%；飛利浦機(jī)器右肝的一致性值為7.85%,左肝為16.3%。 研究結(jié)論：磁共振成像儀對ADC值的測量有一定影響,但可重復(fù)性相似。在臨床工作中,ADC值的比較應(yīng)該充分考慮機(jī)型的影響。 第二部分正常肝臟磁共振體素內(nèi)不相干運(yùn)動擴(kuò)散加權(quán)成像的可行性及各參數(shù)的可重復(fù)性研究 研究目的：研究正常肝臟體素內(nèi)不相干運(yùn)動(Intravoxel incoherent motion, IVIM)模型的擴(kuò)散加權(quán)成像(Diffusion weighted imaging, DWI)的可行性及各參數(shù)測量的可重復(fù)性。 材料與方法：使用飛利浦1.5T磁共振成像儀及相同的序列和參數(shù)對35例年輕志愿者(其中男17例,女18例；平均年齡32.97±10.79歲)進(jìn)行兩次肝臟磁共振IVIM擴(kuò)散加權(quán)成像掃描(b=0,10,20,30,40,50,75,100,150,300,500,800s/mm2)。利用飛利浦公司開發(fā)的軟件(PRIDE DWI Tool, version1.5, Philips Healthcare)生成IVIM參數(shù)圖,分別在左、右肝的上、中、下三層的左、中、右3個層面放置3個相同面積大小(50mm2)的圓形感興趣區(qū)(Region of interest,ROI),每層圖像放置6個(左、右肝臟分別各3個)大小一致的感興趣區(qū)(ROI),分別計(jì)算左、右肝的單純擴(kuò)散系數(shù)(pure diffusion coefficient, D)、假性擴(kuò)散系數(shù)(pseudo-diffusion coefficient, D*)及灌注分?jǐn)?shù)(perfusion fraction, f)的平均值。D、D*、f值用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差來表示,其正態(tài)性檢驗(yàn)用Kolmogorov-Smirnov方法進(jìn)行檢驗(yàn),Levene檢驗(yàn)用于方差齊性檢驗(yàn)。測量者自身兩次測量的一致性評價采用組內(nèi)相關(guān)系數(shù)(intraclass correlation coefficients, ICCs),ICC大于0.75認(rèn)為是一致性好。采用配對t檢驗(yàn)分別比較左右肝9個ROI平均所得D、D*、f值的大小,每葉所得9個ROI所得的D、D*、暄的比較采用three-way方差分析,當(dāng)比較有差異存在時,采用Bonferroni方法進(jìn)行兩兩比較。D、D,*、f測量值的重復(fù)性采用Bland-Altman方法來評估。比較兩次掃描所得參數(shù)的平均絕對差值和平均差值的95%一致性界限(limits of agree ment, LOAs)。為了評估D、D*、f測量值的系統(tǒng)偏差,兩次掃描所得左右肝的9個ROI所得平均D、D*、f值分別用配對t檢驗(yàn)比較。 研究結(jié)果：左肝D、D*、f值[D(×10-3mm2/s):1.250±0.210, D*(×10-3mm2/s):101.906±15.063, f(%):22.954±5.268]均較右肝[D(×10-3mm2/s):1.039±0.124, D*(×10-3mm2/s):100.127±20.757, f(%):18.317±3.671](D、f值：t=-9.685--5.838,P0.001,D*值：t=-I.210--0.523,P=0.232-0.605)高,同時左肝D、D*和f值的可重復(fù)性(LOA分別為22.55%,51.05%,39.3%)均較右肝低(LOA分別為20.3%,39.25%,33.9%)；其中左肝和右肝的D值的可重復(fù)性最好。 研究結(jié)論：肝臟磁共振IVIM擴(kuò)散加權(quán)成像可行,左肝的D、D*和f值較右肝高,但可重復(fù)性較右肝差；D值的可重復(fù)性最好。 第三部分正常肝臟磁共振擴(kuò)散峰度成像的可行性及各參數(shù)的可重復(fù)性研究 研究目的：研究正常肝臟磁共振擴(kuò)散峰度成像(Diffusion-kurtosis imaging, DKI)的可行性及各參數(shù)測量的可重復(fù)性。 材料與方法：使用飛利浦1.5T磁共振成像儀及相同的序列和參數(shù)對35例年輕志愿者(其中男17例,女18例；平均年齡32.97±10.79歲)分別進(jìn)行兩次肝臟磁共振擴(kuò)散峰度成像的掃描(b=0,10,20,30,40,50,75,100,150,300,500,800s/mm2)。利用飛利浦公司開發(fā)的軟件(PRIDE DWI Tool, version1.5, Philips Healthcare)生成擴(kuò)散峰度成像的參數(shù)圖,選取左、右肝上、中、下三層的左、中、右側(cè)圖像進(jìn)行測量,每層圖像放置6個(左、右肝臟分別各3個)大小一致的感興趣區(qū)(ROI),分別計(jì)算左、右肝的單純擴(kuò)散系數(shù)(pure diffusion coefficient, D)和峰度(Kurtosis, K)的平均值。D、K值主要采用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差,采用Kolmogorov-Smirnov檢驗(yàn)進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn),Levene檢驗(yàn)用于方差齊性檢驗(yàn)。測量者自身兩次測量的一致性評價采用組內(nèi)相關(guān)系數(shù)(intraclass correlation coefficients, ICCs),ICC大于0.75認(rèn)為是一致性好。采用配對t檢驗(yàn)分別比較左右肝9個ROI平均所得D、K值的大小,每葉所得9個ROI所得的D、K值的比較采用three-way方差分析,當(dāng)比較有差異存在時,再采用Bonferroni方法進(jìn)行兩兩比較。D、K測量值的重復(fù)性采用Bland-Altman方法來評估。比較兩次掃描所得參數(shù)的平均絕對差值和平均差值的95%一致性界限(limits of agreement, LOAs)。為了評估D、K測量值的系統(tǒng)偏差,兩次掃描所得左右肝的9個ROI所得平均D、K值分別用配對t檢驗(yàn)比較。 研究結(jié)果：左肝D、K值(D:1.958×10-3mm2/s, K:1.548)均較右肝(D:1.722×10-3mm2/s, K:1.285)(D、K值：t=-5.665-8.095,P0.001)高,同時左肝D、K值的可重復(fù)性(D和K值LOA分別為30.2%和29.65%)均較右肝低(D和K值LOA分別為18.9%和17.4%)。 研究結(jié)論：肝臟磁共擴(kuò)散加峰度成像可行,左肝的D和K值較右肝高,但可重復(fù)性較右肝差。
[Abstract]:......
【學(xué)位授予單位】：南方醫(yī)科大學(xué)
【學(xué)位級別】：博士
【學(xué)位授予年份】：2014
【分類號】：R445.2

【參考文獻(xiàn)】

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本文編號：1816598