[摘要] 目的 成都华西华科研究所研究QCT通过定量 cT骨检测评估受试者注射增强造影剂前后骨密度(BMD)的变化。方法 自2014年5月至 2015年 3月，共 166例患者(其中 106例无肾癌者 ，6O例 肾癌患者)，同时接受腹部 CT扫描 ，通过测量腰 1椎体的cT值 ，记录三期(平扫 、动脉期及静脉期 )的骨密度(BMD)变化。结果 注射增强剂的两组(动脉期及静脉期)cT衰减值比无注射组 (平 扫期)显著增高 (P<0．O1)。无 肾癌组 ：增强组 动脉期 cT值 由(127．6±46．3)HU增 长至(141．2±46．2)HU，静脉期增 长至 (146．3±47．1)HU(P<0．01)。肾癌 组：增强 组动脉 期 cT值 由(113．2±37．8)HU增 长至(125．2±38．2)HU，静 脉期增 长至 (131．2±36．1)HU(P<0．05)。结论 QCT对 有 肾癌组 及无 肾癌 组患 者进 行三 期 (平扫、动脉期及静脉期)骨密度检测，注射增强造影剂均大幅度增加骨衰减 ，因此 ，造影剂对 CT检测骨质疏松程度存在干扰，提示临床诊断骨质疏松症时须将造影剂的影响考虑在内。

[关键词] 骨质疏松 ； 筛查； CT检查 ； 造影剂； 骨密度

成都华西华科研究所研究骨质疏 松症 (osteoporosis，OP)是最 常见 的骨代谢性疾病 ，随着人 口老龄化发展 ，其发病 人数在逐年增加 j。0P的病 变 特点 主要 是骨 密度 的降低和骨组织结构 的变化 ，从 而导致骨折 风险 的增加 J。尽管在早期阶段 OP是可 以治疗 的疾病 ，但很多患者未能 在早期做 出诊 断治疗 ，从 而导致 了骨折 的发生 。近期 的研究 表 明，可 以通 过定量CT检测技术 (QCT)测量腰 椎椎 体 内感兴趣 区域(ROI)的骨密度来诊断 OP_4 J。还有报道显示 ，CT测量腰椎骨折 患者 的骨 密度降低 ，是提 示骨密 度是腰椎骨折风险的一个预测因子 J。尽管简单 的ROI测量可能是 一个 潜在 的筛 查骨 密度 的方法 ，但所涉及 的技 术 问题 尚未完全 阐明。。 。例 如 ，常规 CT造影剂的应用对 骨密度测量 的影 响仍不 清楚 ，需要更 多的数据 去说 明造影 剂 的应用 在不 同的显像阶段 的影响。因为许 多 的 CT测量值 是在应用造影剂后测量得 到的 ，使测 量 的骨密度值 过高 ，从而导致假阴性率的出现。本研究对 2014年5月至 2015年 3月本 院 166例患者腹部 CT平扫加增强的影像学 资料 进行 回顾性分 析 ，观察 应用造影剂后不同时段腰椎 CT的测量值 ，探讨造影剂对腰椎骨密度测量的影响 。现报道如下 。

1 资料与方法

1．1 一 般 资 料 本 组 共 166例 患 者，男 性

1 11例 ，女性 50例 ，年 龄 (62．9±11．1)岁 。均 因不同原因进行腹部 CT平扫加增强检查 ，进行 三个不 同阶段 (平扫 、动脉期及静脉期 )的图像采集 ，所有影像均包括腰 1椎体 ，且均未发生骨折 。其 中，无肾癌者 106例(65％)，肾癌患者 6O例(35％)。

所有患者I临床资料见表 1。

表 1 106例患者临床资料 年龄／岁 身N／m 体质量／kgBl ~II／kg·m

无 肾癌组 (n=106)61．6±11．0 1．76±0．1 81．4±15．2 25．7±5．0

肾癌组 (n=60) 65．3±11．2 1．75±0．1 79．1±15．0 25．6±3．8

1．2 图像 分析 测量三个时相时 ，ROI均要选择在腰 1椎体均匀的骨小梁处，因为腰 1椎体在腹部CT检查 中都会包括在内，而且容易辨认 ，作为评估BMD的椎体 ，可以表示骨密度 的 CT衰减变化程度(HU) 。椎体测量需要具备的条件 ：(1)无骨折和骨质破坏；(2)终板和血管 的中部人 口区域 ；(3)在椎骨的上方 ，测量的感 兴趣区域要足够大 ，不能包括皮质和骨小梁不均匀区域。所有对腰 1椎体 ROI的测量 ，均 由同一名经验 丰富 的放 射诊断科 医师完成。

1．3 统计学方法 采用 SPSS 20．0统计 软件对数据进行分析。应用非配对 t检验方法排除肾癌组与无 肾癌组中显著不同的 CT值 ，应用诺夫检验 (Ko1．mogorov-Smimov test)对 CT值变化的正态分布曲线评估要优于使用线性模型计算 BMD差异 的意义。

显著水平设置在 0．05。配对 t检验能纠正多重检验的偏倚。对骨质疏松患者 的重新评估建立在对测量软件的综合对 比统计 ，通过 检验验证其意义。应用事后比较 (post hoe)统计两组中所包括三个时相(平扫、动脉期 、静脉期 )的之 间的差 异，以P<0．05为差异有统计学意义。。骨质疏松 的骨密度阈值根据 2007年 国际临床骨测量学会(ISCD)的专家建议确定 。用均数 ±标准差 ( ±s)表达正态分布，正态样本 的标准差越大 ，则正态分布 曲线越平坦 ，峰值越小 (图 1)。用 中位数 (25％ ～75％可信区间)来表达非正态分布。

2 结果

注射造影剂前 、后 的无 肾癌组与肾癌组 CT衰减 值 均 有 显 著 差 异 。平 扫 组 标 准 差 (27．5±56．4)HU，动 脉 期 (23．6±59．9)HU，静 脉 期(19．8±56．5)HU(P<0．01)，无 肾癌组 BMD更高。

同时在两组 中，CT值得衰减均有显著 变化。无 肾癌组 平 扫 时相 的 CT衰减 值 标 准 差 为 (127．6±46．3)HU，动 脉 期 (141．2±46．2)HU，静 脉 期(146．3±47．1)HU(P<0．01)。肾癌组 的未注射造影 剂 时 相 的 CT衰 减 值 标 准 差 为 (113．2±37．8)HU，动 脉 期 (125．2±38．2) HU，静 脉 期(131．2±36．1)HU(P<0．05，图 1)。事后 比较显

示两组中所包括三个时相的之问 ，差异有统计学意义(P<0．01)。这是对 Bland—Altman分析 的进一步补充和验证。在非肾癌组 中，平扫期 、静脉期 、动脉期的平均 CT值为 12(9—20)Hu、19(10～26)Hu、4(一4～11)Hu；在 肾 癌 组 中，其 CT 值 分 别为 12(7．5～ 18．5)Hu、16 (12．5～23．5) Hu、3(一2．0—11．5)Hu。重新分组分析结果显示 ：由于造影剂的应用 ，15个 (占非肿瘤患者的 15％)非肿瘤患者和高达 13个肿瘤患者 (占肿瘤患者 5％)被由 OP患者划人非 OP群体。

3 典型病例

患者女性 ，66岁 ，无 肾癌 ，平扫期 、动脉期、静脉个危险因素。因此，在 BMD的评估方面制定决策很有必要。Baum等 研究发现，BMD测量在骨质疏松患者椎体 骨折评 估 中具有潜 在 的意 义。Pa．padakis等 副发现，BMD测量可作为骨质疏松的诊断手段。然而，以上两个研究虽然均应用增强 CT，但未将平扫的测量结果进行对 比。近期 Schwaiger等¨ 的一项研究结果显示 ，BMD值可 以预测骨折概率。然而 ，这些研究数据均来 自脊柱手术的术前检查结果，所有的CT值均在没有增强时所获得，且所有的测量数据均从已知脊柱疾病患者群体中得到。而 BMD的测量应 当应用到更广泛的人群 中。

本研究优势在于 ，在一个大样本群体 中研究应用造影剂后椎体 CT值 的变化 ，并且此结果 是从重新分组 的患者群 体 中所 获得 的。Pickhadt等 认为 ，BMD测量的准确性不会受静脉造影剂 的影 响，然而 ，这些结果是 由曲线下面积差异所得 出的，这种方法在 BMD的差异分类 中并不敏感。因此 ，本方法可作为疑似 患有 肾脏疾病患者的一种 有效 的BMD分类方法。

然而 ，本研究 尚具有一定 的局 限性 。首先 ，本研究样本包括恶性肿瘤的患者 。恶性肿瘤 也可能影响 BMD的检测，但我们通过分层分析来解决这一问题。同时 ，非肿瘤者 中应用造影剂候在不 同时段亦显示出明显的差异。其次 ，我们仅对腰 1椎体的 ROI进行检测 ，未对其他椎体区域检测。尽管不同的椎体的CT值存在差异，但我们认为这是一个

合理的假设评估手段 ，其他椎体在注射造影剂后 同样可受到影响，因此其也适用于无 肾脏疾病者。在个体风险评估中，此法最适合多个椎体的检测。尽管如此 ，我们 的检测仍仅局 限于腰 1水平 。另外 ，我们没有一个参考标准来与我们 的研究结果进行比较。最后 ，我们 没有 进行 重复性测量分析 ROI。考虑 Pickhardt和 Ohara等¨ 认为 ，评价观察者 的检测变异性很低 ，因此 ，我们选择 忽略区域定位检测对结果的影响。

总之 ，应用 QCT骨测量对椎体 的平扫和增强扫描中，CT值 的衰减均存在差异 ，建议考虑在图像采集协议中增加是否注射造影剂的选项设定 ，这将会对准确 、早期诊断骨质疏松有重要 的临床意义。