Impact of Different Scanning Modes and Noise Index on Inner Ear CT Image Quality and Radiation Dose
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摘要:
目的：探讨不同扫描模式与噪声指数对内耳CT检查的图像质量与辐射剂量的影响研究。方法：①使用64排螺旋CT对头部拟人模体进行扫描，采用逐层（Axial）扫描与螺旋（Helical）扫描2种扫描模式，每组扫描均采用逐渐增加的噪声指数（NI）值（3~6，共21个）。每个NI值的扫描的Helical模式按照两种模式重建图像获得常规Helical组和螺旋伪影矫正重建（IQE）组，可获得3组图像，共采集并重建出63组序列图像。扫描条件为Axial扫描模式转速1S；Helical扫描模式螺距0.531∶1，转速1S，其他扫描参数固定。②记录不同扫描条件下的CTDIvol、DLP并进行辐射剂量的分析。③图像质量比较分为客观和主观评价，分别对3组图像进行客观评价，计算感兴趣区（ROI）的信噪比（SNR）、对比度噪声比（CNR）影像质量因子（FOM）。采用双盲法分别对3组图像以5分制进行主观评价，评价轴位和多平面重组（MPR）的图像边缘对比度、图像层次、噪声、伪影情况，参考FOM值和图像质量获得最佳扫描NI值。结果：①Axial和Helical两种模式辐射剂量比较，两模式CTDIvol，DLP均随NI值增加而减少，CTDIvol差异无统计学意义（F=0.03，P＞0.05），但DLP差异存在统计学意义（F=19.78；P＜0.05）。②Axial和Helical常规模式与IQE模式下3组图像的软组织SNR、骨组织SNR、CNR、FOM差异存在统计学意义（F=27.92、20.14、15.71、
1146.98 ；P＜0.05），参考FOM值和主观评价，以NI为4.7的Axial图像质量为最优。结论：64排CT当进行内耳CT扫描（扫描范围≤4 mm）时，采用相近的探测器宽度并采取逐层单次扫描不需要移床获得的薄层图像可进行MPR重组无断层伪影，考虑到辐射剂量和图像质量均优于常规螺旋扫描甚至是IQE扫描，内耳检查NI建议设为4.7作为质量参考水平，可获得较低辐射剂量下的满意的图像质量。Abstract:Objective: This study investigates the effects of different scanning modes and noise index (NI) on inner ear computed tomography (CT) image quality and radiation dose. Methods: (1) Head anthropomorphs phantoms were scanned using a 64-slice helical CT scanner. Both axial and helical scanning modes were employed, with each mode using progressively increasing NI values (3–6, totaling 21 values). In the helical mode, each NI value was used to reconstruct images in two modes: conventional helical reconstruction and helical reconstruction with spiral artifact correction (IQE). Three groups of images were obtained, each comprising 63 sequential images collected and reconstructed. Axial scanning was performed with a rotational speed of 1 second, a helical scanning pitch of 0.531:1, and a speed of 1 second, whereas the other scanning parameters remained constant. (2) Volume CT dose index (CTDIvol) and dose-length product (DLP) were recorded under different scanning conditions to analyze radiation dose. (3) Both objective and subjective image quality assessments were performed. Objective evaluations were conducted on three image groups, calculating the signal-to-noise ratio (SNR), contrast-to-noise ratio (CNR), and figure of merit (FOM) for the region of interest (ROI). Subjective evaluations included assessments of image edge contrast, image intensity, axial noise and artifacts, and multiplanar reconstruction (MPR) quality; a double-blinded method with a 5-point scale was used. The optimal NI value was determined based on the FOM values and subjective image quality assessments. Results: (1) In both axial and helical scanning modes, CTDIvol and DLP decreased as NI values increased. No significant difference was observed in CTDIvol (F=0.03, P > 0.05), but a significant difference was noted in DLP (F=19.78, P < 0.05). (2) Statistically significant differences were observed in soft tissue SNR, as well as SNR, CNR, and FOM for bone tissue, between axial and helical conventional modes and IQE mode (F=27.92, 20.14, 15.71,
1146.98 , respectively; P < 0.05), Axial imaging with an NI of 4.7 yielded optimal FOM and subjective evaluation scores. Conclusion: For inner ear CT scanning (range ≤4 mm) using a 64-row CT scanner, MPR reconstruction without fault artifacts can be achieved by obtaining thin-layer images through single-layer scanning without bed movement. Considering that the radiation dose and image quality are better than those of conventional spiral scans or even IQE scans, MPR reconstruction without fault artifacts can be performed using 64-row CT. The recommended NI setting for inner ear imaging is 4.7, as it provides satisfactory image quality while minimizing radiation exposure. -
在胸部CT临床检查过程中，借助定位像辅助定位是保障扫描精准性的重要环节。然而，在这一过程中，受检者携带体外异物的状况时有发生。当CT操作人员协助受检者移除异物之后，后续操作方案有两种选择：一是让受检者保持当前体位不变，使用带有异物的定位像行正式扫描程序；另一种方案则是重新扫描定位像。但这两种方案都会不可避免地导致辐射剂量有一定程度的增加。具体而言，若采用原定位像进行正式扫描，剂量的增加可能源于含异物定位像对自动管电流调制（automatic tube-current modulation，ATCM）技术产生的影响[1-2]，使得扫描过程中管电流无法依据实际人体组织情况进行精准自动调节；若选择重新扫描定位像，那么剂量的增加则主要是由重复扫描定位像造成的。尽管相较于整个胸部CT扫描的辐射剂量而言，定位像异物所引发的剂量增量相对有限。但在临床实践中，当CT操作人员需要对两种方案做出选择时，缺乏足够的客观数据作为有力支撑。
鉴于此，本研究采集历史数据，回顾性分析自动管电流调制技术作用于有异物人群和无异物人群所产生的剂量增量，并与定位像序列的辐射剂量进行比较，进而探究定位像重扫的必要性。
1. 资料与方法
1.1 资料收集
本研究已获得首都医科大学附属北京友谊医院生命伦理委员会的批准（编号2023-P2-219）。作为一项回顾性研究，所使用的数据均为经过脱敏处理的数据，依据相关规定可免除进一步的伦理审查。
本研究收集2022年1月1日至2023年12月31日期间，年龄在18至80岁之间的受检者，在同一设备使用相同协议行胸部CT平扫检查的所有DICOM图像数据。使用python 3.8.10编写专门程序提取DICOM头文件信息，其中受检者的扫描信息包括性别、检查年龄、图像层数、扫描床高度，以及每层图像中的人体横截面积。同时，收集的辐射剂量信息包含定位像序列和扫描序列各自的容积CT剂量指数（volume CT dose index，CTDIvol）以及剂量长度乘积（dose-length product，DLP）。以定位像中是否含有明显体外异物为标准将数据分为处理组和对照组。其中体外异物包括文胸、衣物纽扣、拉链、项链坠饰、手机钥匙、铅防护等物品。将心脏起搏器等体内异物、定位像不全、体位异常以及胸腹连扫等情况排除在研究范围之外。此外，若出现定位像计数或扫描次数大于1的特殊情况，表明该次检查可能存在异常，也被排除在研究范围之外。
1.2 扫描方法
本研究所用数据均采用飞利浦设备Brilliance iCT 256行胸部扫描所得。定位像序列参数120 kV、50 mA；扫描序列参数120 kV，DoseRight Index 15，平均毫安秒72 mAs、Collimation Auto、螺距0.925、扫描范围包括肋膈角和肺尖。
1.3 评分匹配
本研究使用SPSS 26.0软件实施倾向性评分匹配法（propensity score matching，PSM）对研究数据进行配平。具体采用最近邻居匹配法，按照1∶1的匹配比例、卡钳值设置为倾向性评分标准偏差的1/4[3-4]即可,本研究中计算为0.01。鉴于两组数据差异较小且对照组数据充足，本研究选择尝试精度更高的卡钳值0.002。基于以上参数对非剂量相关协变量进行评分匹配，从而使处理组与对照组达到类随机分组的效果，最大程度减少选择偏倚。本次研究中，纳入匹配的协变量包括性别、检查年龄、图像层数、扫描床高度、以及受检者平均横截面积。
1.4 统计学分析
在匹配前与匹配后，分别运用统计学方法对两组数据的均衡性进行验证。预实验发现，两组数据于匹配前后的各变量均不服从正态分布，所以，本研究运用两样本秩和检验判断两组数据是否符合均衡性要求。成功匹配并获得均衡样本后，选用秩和检验进行统计分析，以判断剂量指标CTDIvol和DLP在两组间是否存在显著统计学差异。最后，根据评分匹配的结果，将数据转换为配对数据形式。分别计算CTDIvol和DLP指标在两组间的差值，此差值即为剂量增量。随后，分别对剂量增量和定位像序列的剂量指标进行单样本秩和检验，比较两者大小关系，进而判断定位像重扫的必要性。
2. 结果
2.1 倾向性评分匹配结果
本研究所采集的原始数据共计
27667 例，排除定位像不完整、体位异常以及体内异物的病例，最终获得17342 例合格数据。其中女性病例10064 人次（58.0%）；男性病例7278 人次（42.0%）。对合格数据进行倾向性评分，成功匹配3944 对数据，这两组数据集的处理流程及基础资料如图1所示。匹配后，处理组（含异物）与对照组（无异物）共7888 例数据，女性7088 人次，占比89.9%；男性800人次，占比10.1%；检查年龄在18~80岁之间。2.2 匹配前各协变量特征比较
在
17342 例合格数据中，定位像包含异物的处理组病例共4740 例，占比27.3%。与12602 例的对照组数据相比，两组数据在性别、检查年龄、图像层数、扫描床高度以及人体平均横截面积多个方面均存在统计学差异（P < 0.01），标准化均数差异绝对值在10.9%~166.0%之间，均大于10%（表1）。表 1 两组数据匹配前各协变量特征比较Table 1. Comparison of covariates’ characteristics between two groups before matching指标 处理组（ 4740 例）
M（P25，P75）对照组（ 12602 例）
M（P25，P75）标准化均值差异
绝对值（%）统计检验 Z P 女性/（例（%）） 4340 （91.6）5724 （45.4）166.0 −54.87 < 0.01 检查年龄/岁 49（38，59） 55（41，65） 33.8 −19.29 < 0.01 图像层数 64（60，66） 66（60，68） 17.3 −21.23 < 0.01 扫描床高度/mm 136.1（127.5，145.5） 137.5（128.7，146.6） 10.9 −6.14 < 0.01 平均横截面积/cm2 1206.7 （1097.6 ，1325.1 ）1257.1 （1141.2 ，1375.0 ）27.2 −15.85 < 0.01 2.3 匹配后各协变量特征比较
以处理组为参照实施匹配操作，成功匹配
3944 对数据。各指标在匹配后达成均衡条件，所有协变量的标准化均值差异（standardized mean difference，SMD）绝对值均小于10%（表2和图2）。并且两组数据在性别、检查年龄、图像层数、扫描床高度、以及平均横截面积多个方面均不存在统计学差异（P > 0.05）。表 2 两组数据匹配后各协变量特征比较Table 2. Comparison of covariates’ characteristics between two groups after matching指标 处理组（ 3944 例）
M（P25，P75）对照组（ 3944 例）
M（P25，P75）标准化均值差异
绝对值（%）统计检验 Z P 女性/例（%） 3544 （89.9）3544 （89.9）0.0 0.00 1.00 检查年龄/岁 52（40，61） 52（40，61） 1.9 −0.36 0.72 图像层数 64（60，66） 64（60，66） 0.1 −0.85 0.40 扫描床高度/mm 136.6（127.8，145.6） 136.7（127.9，145.5） 1.0 −0.06 0.95 平均横截面积/cm2 1218.7 （1109.2 ，1333.3 ）1215.5 （1095.4 ，1332.9 ）0.9 −1.55 0.12 ![]()
图 2 标准化均值差异绝对值匹配前后均衡性检验注：匹配之前，标准化均值差异绝对值均大于10%，表明两组数据在协变量上不均衡，可能存在混杂偏倚；匹配之后，均小于10%表明两组数据在协变量上分布均衡，可以看作类随机分配。Figure 2. Equilibrium test of standardized mean difference absolute values before and after matching2.4 剂量指标比较
匹配前，处理组和对照组分别有合格数据
4740 例和12602 例。经S-W检验发现，两组数据均不符合正态分布特征，故采用两样本Mann-Whitney U检验方法对数据进行差异性检验。结果显示，其扫描序列的CTDIvol和DLP均有统计学差异（P < 0.01，表3），处理组中位数剂量低于对照组。表 3 两组数据匹配前后剂量指标的统计对比分析Table 3. Statistical comparative analysis of radiation dose metrics between two groups before and after matching指标 处理组
M（P25,P75）对照组
M（P25,P75）统计检验 Z P 匹配前 CTDIvol/mGy 5.1（4.4，6.0） 5.9（5.0，6.8） −31.11 < 0.01 DLP/mGy·cm 216.4（186.8，252.8） 253.4（214.3，295.5） −35.07 < 0.01 匹配后 CTDIvol/mGy 5.2（4.5，6.1） 5.2（4.5，6.0） −2.33 0.02 DLP/（mGy·cm） 218.4（191.1，254.7） 218.1（190.1，252.4） −2.29 0.02 匹配后，处理组和对照组均有
3944 例数据。S-W检验和直方图表明两组数据均不符合正态分布特征，因此采用两样本Mann-Whitney U检验。结果显示， 两组扫描序列的CTDIvol和DLP有统计学差异（P < 0.05，表3）。处理组中位数剂量略高于对照组。2.5 剂量增量比较
扫描序列的CTDIvol和DLP分别在处理组与对照组之间作差值计算。经正态性检验，剂量差值均不满足正态分布特征。鉴于此，本研究选用单样本秩和检验方法对数据进行分析。结果显示如表4所示。CTDIvol和DLP两个指标的剂量增量与定位像剂量均无统计学差异（P > 0.05）。
表 4 受检者受异物影响的剂量增量与定位像剂量比较Table 4. Comparison of dose increments in patients affected by foreign bodies with scout-image doses指标 剂量增量M（P25,P75） 定位像剂量（定量值） 统计检验 Z P CTDIvol/mGy 0.10（−0.90，1.00） 0.09 −0.76 0.45 DLP/（mGy·cm） 2.80（−37.78，42.10） 3.50 −1.19 0.23 3. 讨论
影响辐射剂量的因素众多，其中设备管电流和管电压等扫描参数起着关键作用。为降低辐射剂量同时满足诊断需求，已有多项研究验证了参数优化策略的可行性[5-9]。在众多优化策略中，自动管电流调制技术尤为突出。该技术通过对定位像的X射线衰减信息进行深入分析，能够动态调节管电流。在确保图像质量不受影响的基础上，有效降低了辐射剂量，并已在全身多部位的CT扫描中得到了广泛应用[10-13]。然而，自动管电流调制技术并非完美无缺。当定位像中存在异物时，这一技术会导致出现额外的微小辐射剂量增量。在实际医疗场景中，一旦定位像发现体外异物，通常面临两种选择：一是使用包含异物的定位像继续后续扫描；二是重新进行一次定位像序列扫描。是否重扫定位像应基于额外剂量增量与重新扫描定位像所产生的剂量之间的大小关系来判断。
本研究发现，这两种选择在剂量方面的差异并无统计学意义。这种因体外异物导致的剂量增量非常微小，其中CTDIvol增量为0.10 mGy（IQR：−0.90 mGy，1.00 mGy），DLP增量为2.80 mGy·cm（IQR：−37.78 mGy·cm，42.10 mGy·cm）；而定位像CTDIvol和DLP为定量值，分别为0.09 mGy和3.50 mGy·cm。相对于扫描序列的中位数CTDIvol（5.2 mGy）和DLP（218.1 mGy·cm），均不足2%，可以忽略不计。这意味着，在定位像中发现异物时，无论选择哪种方案，对于本次CT检查，其剂量上的增量相差无几。但需要指出的是，鉴于两组间的DLP差值呈偏态分布，四分位距跨度从−37.78 mGy·cm至42.10 mGy·cm，不能排除在少数情况下，剂量增量远超3.5 mGy·cm的可能性。因此，在实际操作中，需要综合多方面条件来判断选择哪种方案更为合适。例如，如果体外异物的密度较高或面积较大，可能引发较高的剂量增量，这种情况下重新扫描定位像更为可取。其不仅可以避免剂量增加还可以避免线束硬化伪影影响临床诊断；如果受检者体位能够保持不变，选择继续扫描可以提高检查效率；而若受检者体位发生了变化，为了避免因体位变化带来的图像质量问题和剂量不准确等情况，重新扫描定位像无疑是更稳妥的选择。需要强调的事，避免异物影响最有效的方法依然是检查前准备阶段尽量去除异物。
总之，在进行CT扫描之前，仔细检查并去除受检者体外异物是极为重要且必不可少的步骤。这不仅有助于提高图像质量，还能有效减少辐射剂量。此外，通过对匹配前与匹配后的两个数据集观察发现，女性人群在处理组占比均保持在90%左右，说明女性受检者是主要的受影响群体，CT检查之前的准备阶段或可给予更充分的时间和空间用于去除体外异物。
本研究采用PSM方法，对接受胸部CT平扫检查的受检者按照有无异物进行匹配分析。经过严谨的匹配过程，最终成功匹配了
3944 对样本。匹配前，处理组（有异物组）与对照组（无异物组）在多个关键指标上呈现出显著的统计学差异。分别在性别、检查年龄、图像层数、扫描床高度以及人体横截面积5个方面，差异均具有统计学意义，并且这些差异通过标准化均值差异来衡量时，其数值较大，多项指标远超10%。这一结果表明，在匹配前，两组数据之间存在巨大的差异。匹配后，各协变量在处理组和对照组之间不再存在统计学差异，标准化均值差异均小于10%。这意味着两组数据在各个协变量上达到了均衡状态，可以认为此时处理组和对照组的特征分布极为相似，呈现出类似随机分组的效果。在此均衡条件下，两组之间仅在剂量方面存在差异。进一步的统计结果显示，CT检查中，体外异物的存在确实会导致辐射剂量的增加。尽管这种增加幅度非常微小，在常规情况下甚至可以忽略不计，但这并不代表可以忽视体外异物。实际上，对于庞大的受检群体而言，这些微小的剂量增加累积起来仍会达到一个相对较高的量级。因此，对于辐射剂量管理工作，CT检查之前的准备阶段也应当认真对待，尽量避免体外异物的出现。本次研究存在一定的局限性。在体外异物的分类方面尚不够细致，未依据异物的大小、材质或者CT值等因素对异物类别进行详细划分。这主要是由于现实情况中异物种类繁多，其形状、大小各异，要建立一个合理且全面的划分等级体系面临着诸多困难。鉴于此，本研究在处理组和对照组的区分上，采用了体外异物存在与否这一相对简便的标准。倘若能够针对特定高密度的异物进行单独分析，可能会得出与现有结论不同的结果。然而，本次研究所获取的样本量有限，无法为深入探究这一设想提供足够的数据支持。此外，本研究基于控制变量的原因，选用了单一设备型号（飞利浦设备Brilliance iCT 256）和固定扫描参数（如120 kV），结果的普适性存在受影响可能。
综上所述，体外异物确实会使辐射剂量出现一定程度的增加，不过这种增加幅度相对微小。经统计分析发现，该增量与额外扫描一次定位像所产生的剂量之间不存在统计学差异。基于此，在实际的医疗操作过程中，当定位像中发现体外异物时，操作人员可根据具体的临床情况灵活决定是否需要重新扫描定位像。
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图 1 噪声指数与不同辐射剂量评价指标回归分析
Figure 1. Regression analysis of noise index and radiation dose indices
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图 2 噪声指数与不同图像客观评价指标回归分析
Figure 2. Regression analysis of noise index and objective image evaluation indices
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图 3 不同噪声指数下图像主观评价指标分析
注：（a）~（d）不同噪声指数下边缘清晰度、软组织层次、图像噪声、图像伪影评价指标箱型图。
Figure 3. Subjective image evaluation indices under different noise indices
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图 4 不同噪声指数下图像噪声比较
注：（a）（d）Axial组NI=3/NI=6图像，（b）（e）Helical组NI=3/NI=6图像，（c）（f）Helical IQE组NI=3/NI=6图像。
Figure 4. Image noise comparison under different noise indices
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图 5 不同扫描与重建模式下图像比较
注：（a）（d）Axial组图像；（b）（e）Helical组图像；（c）（f）Helical IQE组图像。
Figure 5. Comparison of images obtained under different scanning and reconstruction modes
表 1 各扫描模式下图像辐射剂量指标分析（
$ \stackrel{-}{x}\pm s $ ）Table 1 Analysis of radiation dose indices under different scanning modes（
$ \stackrel{-}{x}\pm s $ ）辐射剂量 例数 扫描模式 统计检验 Axial Helical F P CTDIvol/mGy 42 60.96±24.91 62.19±25.56 0.03 0.88 DLP/（mGy·cm） 42 243.85±99.63 446.59±183.65 19.78 ＜0.01 注：CTDIvol为容积CT指数、DLP为剂量长度乘积；P＜0.05为具有统计学差异。 
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表 2 各扫描重建模式下图像客观指标分析（
$ \bar{x}\pm s $ ）Table 2 Objective index analysis of images under different reconstruction modes (
$ \bar{x}\pm s $ )图像质量 例数 重建模式 统计检验 Axial Helical Helical IQE F P 软组织SNR 63 1.39±0.23 1.08±0.17 1.51±0.17 27.92 ＜0.01 骨组织SNR 63 19.64±3.94 14.01±2.92 14.06±2.95 20.14 ＜0.01 CNR 63 20.06±3.71 14.63±2.84 16.24±3.07 15.71 ＜0.01 FOM 63 6.88±0.26 3.58±0.19 4.43±0.25 1146.98 ＜0.01 注：SNR为信噪比、CNR为对比度噪声比、FOM为影像质量因子；P＜0.05为具有统计学差异。
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表 3 各扫描重建模式下图像主观指标分析
$ M(Q1,Q3) $ Table 3 Subjective index analysis of images under different reconstruction modes
$ M(Q1,Q3) $ 评价指标 例数 重建模式 统计检验 Axial Helical Helical IQE H P 边缘清晰度 63 4（5，4） 4（4，3） 4（4，3） 1.54 0.46 软组织层次 63 4（5，4） 4（4，3.5） 4（5，3） 2.14 0.34 图像噪声 63 4（5，4） 3（3，2） 4（4.5，3） 22.93 ＜0.01 图像伪影 63 5（5，4） 3（3，2） 4（5，3） 27.13 ＜0.01 注：P＜0.05为具有统计学差异。
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