神經(jīng)突起方向離散度和密度成像定量評估肝豆?fàn)詈俗冃曰颊吣X核團(tuán)微結(jié)構(gòu)改變

宋玉坤，陳穎茜，初建平*，李欣蓓，周香雪，黃小龍，趙 靜，王玉亮，嚴(yán) 序

(1.中山大學(xué)附屬第一醫(yī)院放射科，3.神經(jīng)內(nèi)科，廣東 廣州 510080；2.深圳市中醫(yī)院放射科，廣東 深圳 518033；4.中山大學(xué)孫逸仙紀(jì)念醫(yī)院神經(jīng)內(nèi)科，廣東 廣州 510120；5.深圳市南山區(qū)人民醫(yī)院，廣東 深圳 518052；6.西門子醫(yī)療東北亞MR科研合作部，上海 100102)

肝豆?fàn)詈俗冃杂址QWilson病(Wilson's disease, WD)。腦組織中銅沉積可導(dǎo)致各種臨床特征，如運(yùn)動和行為異常。腦深部核團(tuán)是受WD影響最嚴(yán)重的結(jié)構(gòu)，特別是殼核和尾狀核，其次是丘腦和腦干[1-3]。組織病理學(xué)提示，基底核區(qū)的銅沉積可致空洞形成、膠質(zhì)增生和神經(jīng)元丟失[4-5]。神經(jīng)突起方向離散度和密度成像(neurite orientation dispersion and density imaging， NODDI)是一種新興的擴(kuò)散成像技術(shù)，可定量測量與神經(jīng)突起形態(tài)相關(guān)的微結(jié)構(gòu)特征，其定量指標(biāo)較DTI獲取的FA和平均擴(kuò)散系數(shù)(mean diffusion, MD)兩個指標(biāo)更具特異性[6-7]。本研究采用NODDI定量評估WD患者基底核及丘腦核團(tuán)微結(jié)構(gòu)改變，并分析NODDI各參數(shù)與WD臨床癥狀嚴(yán)重程度的相關(guān)性。

1 資料與方法

1.1 一般資料 收集2015年12月—2017年7月我院經(jīng)臨床確診且未經(jīng)治療的腦型WD患者27例(WD組)，男16例，女11例，年齡13～37歲，平均(26.1±4.5)歲；招募同期年齡和性別與之匹配的健康志愿者26名(對照組)，男16名，女10名，年齡13～35歲，平均(25.2±2.7)歲。WD診斷標(biāo)準(zhǔn)[8]：銅藍(lán)蛋白<0.2 g/L，24 h尿銅>100 μg，角膜K-F環(huán)陽性，有陽性家族史。由2名高年資神經(jīng)科醫(yī)師采用改良Young量表[9]對WD組患者進(jìn)行神經(jīng)癥狀評分。本研究經(jīng)我院倫理委員會批準(zhǔn)，所有受試者均于MR檢查前簽署知情同意書。

1.2 儀器與方法 采用Siemens Magnetom Trio 3.0T MR掃描儀，12通道頭部線圈。NODDI掃描采用SE-EPI序列，TR 5 500 ms，TE 83.6 ms，F(xiàn)OV 220 mm×220 mm，矩陣110×110，層厚4 mm，層間距0，b值為0、1 000、2 000 s/mm2，擴(kuò)散敏感梯度場方向為30個，掃描時間6 min 3 s。掃描后在三維視圖(軸位、矢狀位和冠狀位)中檢查所有數(shù)據(jù)，排除存在嚴(yán)重偽像(如幾何失真、信號丟失、頭動較大等)的數(shù)據(jù)。

1.3 圖像后處理 ①將原始Dicom數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化成nifti格式，以FSL軟件對圖像進(jìn)行渦流校正，并去掉圖像中頭皮、顱骨等非腦組織結(jié)構(gòu)，以提高配準(zhǔn)的準(zhǔn)確性。②在Matlab平臺上，對渦流校正后的數(shù)據(jù)采用Matlab NODDI工具包(http://www.nitrc.org/projects/noddi_toolbox)解算出NODDI參數(shù)圖，包括神經(jīng)突內(nèi)體積分?jǐn)?shù)(intracellular volume fraction， Vic)、神經(jīng)突方向離散度(orientation dispersion index， ODI)和腦脊液體積分?jǐn)?shù)(isotropic volume fraction， Viso)。③采用SPM8-fMRI軟件在蒙特利爾神經(jīng)研究所(Montreal Neurological Institute， MNI)空間中進(jìn)行基于體素的非線性配準(zhǔn)，并從AAL模板中提取8個核團(tuán)的ROI，包括雙側(cè)尾狀核、蒼白球、殼核和丘腦的所有體素(圖1)，通過REST軟件提取出每個ROI中所有體素的平均值，并計算雙側(cè)核團(tuán)的均值。

圖3 基于隨機(jī)森林模型的變量相對重要性(A)和OOB-ROC曲線(B)

1.4 統(tǒng)計學(xué)分析 采用R 3.3.2統(tǒng)計分析軟件。以Shapiro-Wilk檢驗對計量資料進(jìn)行正態(tài)性檢驗，對符合正態(tài)分布的計量資料用±s表示，非正態(tài)分布的資料以中位數(shù)(四分位數(shù)間距)表示。以兩獨(dú)立樣本t檢驗(計量資料)或χ2檢驗(計數(shù)資料)比較WD組與對照組的臨床資料。以Mann-WhitneyU檢驗比較兩組間Vic、ODI和Viso的差異。以Spearman秩相關(guān)分析各NODDI參數(shù)與Young評分間的相關(guān)性。將性別、年齡、NODDI參數(shù)指標(biāo)納入隨機(jī)森林模型，獲得其診斷WD的相對重要性數(shù)值，并以袋外預(yù)測(out-of-bag, OOB)誤差和OOB-ROC曲線評估各參數(shù)診斷WD的準(zhǔn)確率。P<0.05為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

WD組與對照組年齡(t=-1.06，P=0.29)和性別(χ2=0.47，P=0.49)差異均無統(tǒng)計學(xué)意義。WD組Young評分為(18.48±7.54)分。

2.1 2組NODDI參數(shù)比較 與對照組比較，WD患者雙側(cè)尾狀核、蒼白球、殼核的Vic和ODI值降低，而Viso值增高(P均<0.05)；丘腦Vic值降低而Viso值升高(P均<0.05)，ODI值差異無統(tǒng)計學(xué)意義(P=0.055)。見表1、圖2。

2.2 相關(guān)性分析 WD組患者雙側(cè)尾狀核、蒼白球和殼核的Vic和ODI值與Young評分呈負(fù)相關(guān)(Vic：r=-0.49，P=0.009；r=-0.41，P=0.035；r=-0.75，P<0.001；ODI：r=-0.48，P=0.011；r=-0.72，P<0.001；r=-0.58，P=0.001)。蒼白球和殼核的Viso值與Young評分呈正相關(guān)(r=0.45，P=0.020；r=0.52，P=0.005)。其余參數(shù)指標(biāo)與臨床評分均無相關(guān)性(P均>0.05)。

2.3 各參數(shù)診斷WD的效能 雙側(cè)尾狀核、蒼白球、殼核和丘腦的Vic診斷WD的相對重要性數(shù)值分別為0.44、1.03、3.21、0.84，ODI分別為1.43、1.67、2.14、0.38，Viso分別為2.33、1.22、1.20、0.50；年齡和性別的相對重要性數(shù)值分別為0.38和0.04(圖3A)。在NODDI參數(shù)中，殼核的Vic是診斷WD最重要的變量(相對重要性參數(shù)為3.21)，雙側(cè)尾狀核的Viso次之(相對重要性參數(shù)為2.33)。OOB的預(yù)測錯誤率為3.77%，即隨機(jī)森林模型診斷WD的準(zhǔn)確率為96.23%。OOB-ROC曲線下面積為0.96，95%置信區(qū)間為(0.91，1.00)，見圖3B?；陔S機(jī)森林模型的主效應(yīng)圖(forest-floor圖)中依次列出了相對重要性居前6位的參數(shù)的變化和診斷WD可能性的關(guān)系(圖4)。當(dāng)殼核的Vic值約<0.45時，傾向于診斷為WD(可能性增加約25%，即從-10%增加至15%)；而雙側(cè)尾狀核的Viso是第2個最重要的變量，當(dāng)Viso值約>0.35時，傾向于診斷為WD(可能性增加約15%，即從-10%增加至5%)。

表1 WD組與對照組各核團(tuán)NODDI參數(shù)比較[中位數(shù)(四分位數(shù)間距)]

圖4 基于隨機(jī)森林模型的forest-floor圖，按照相對重要性排序列出6個NODDI參數(shù) A.殼核的Vic； B.雙側(cè)尾狀核的Viso； C.殼核的ODI； D.蒼白球的ODI； E.雙側(cè)尾狀核的ODI； F.蒼白球的Viso (X軸為變量值；Y軸為相應(yīng)變量經(jīng)交叉驗證后對診斷WD的貢獻(xiàn)值，即診斷為WD的可能性)

3 討論

NODDI技術(shù)建立了能區(qū)分3種微結(jié)構(gòu)環(huán)境的組織結(jié)構(gòu)模型[6,10]，即神經(jīng)突內(nèi)水的受限擴(kuò)散運(yùn)動(指被神經(jīng)突膜限制的空間)、神經(jīng)突外水的受阻擴(kuò)散運(yùn)動(指神經(jīng)突起周圍空間，包括神經(jīng)膠質(zhì)細(xì)胞、灰質(zhì)中的細(xì)胞體等)和腦脊液中水的自由擴(kuò)散運(yùn)動，故可用以描述腦灰白質(zhì)的微觀結(jié)構(gòu)，通過定量描述樹突分布情況，反映大腦皮質(zhì)區(qū)及灰質(zhì)核團(tuán)的復(fù)雜性。NODDI參數(shù)中，Vic反映神經(jīng)突密度；ODI既可反映軸突的彎曲和分叉度，也可量化樹突的分布情況，從而反映灰質(zhì)的復(fù)雜性；Viso為腦脊液體積分?jǐn)?shù)，反映水分子的自由擴(kuò)散運(yùn)動。本研究中，WD組雙側(cè)尾狀核、蒼白球、殼核的Vic和ODI值均低于對照組，而Viso值均高于對照組(P均<0.05)。Vic值降低提示基底核團(tuán)中神經(jīng)突和神經(jīng)元減少，ODI值降低提示灰質(zhì)核團(tuán)內(nèi)的海綿狀變性和液化，這與WD患者腦部灰質(zhì)核團(tuán)形態(tài)結(jié)構(gòu)的變化一致，如神經(jīng)元樹突長度減低和樹突棘丟失。Kamagata等[11]報道，帕金森病患者的殼核樹突結(jié)構(gòu)有相似變化。Sinha等[12]發(fā)現(xiàn)，與對照組相比，WD患者基底核和丘腦核團(tuán)的N-乙酰天冬氨酸(NAA)/膽堿(Cho)比值降低，提示神經(jīng)突減少和膠質(zhì)細(xì)胞增生性改變。Viso升高可能是由于WD腦部脫髓鞘改變會增加細(xì)胞外空間中垂直于軸突方向的水分子擴(kuò)散，并使水分子擴(kuò)散更加接近高斯分布。丘腦的Vic值降低，而ODI未見明顯差異，可能是由于丘腦區(qū)域病變最易導(dǎo)致神經(jīng)突數(shù)量減少，而形態(tài)學(xué)變化并不明顯。

本研究結(jié)果顯示，WD患者雙側(cè)尾狀核的Vic值、蒼白球的ODI值與改良Young評分呈負(fù)相關(guān)，這與病理生理學(xué)發(fā)現(xiàn)一致，即WD患者基底核團(tuán)中銅沉積程度和神經(jīng)元損失程度與臨床癥狀嚴(yán)重程度相關(guān)[13]，提示以NODDI的某些指標(biāo)評估WD疾病進(jìn)展具有可行性。

本研究結(jié)果表明，殼核的Vic為最重要的疾病預(yù)測指標(biāo)，當(dāng)Vic值<0.45時，殼核的Vic診斷WD效能最佳，提示殼核Vic有望成為輔助診斷WD的參考指標(biāo)。本研究結(jié)果也提示NODDI對WD具有良好的診斷能力，其診斷準(zhǔn)確率為96.23%，OOB-ROC曲線下的面積為0.96。

本研究是在MNI標(biāo)準(zhǔn)空間內(nèi)進(jìn)行，通過基于體素分析的方法提取參數(shù)值，從而最大程度消除了大腦在不同個體間的差異。此外，對每個核團(tuán)均在三維視圖中由計算機(jī)自動勾畫提取，并獲得整個核團(tuán)的平均值，而未采用在單層圖像上基于假設(shè)分析進(jìn)行手動繪制ROI的方法，避免了手動勾畫ROI的主觀性、低效率、不確定性和不可重復(fù)等不足。

本研究的樣本量較小，未進(jìn)行隨訪；且只分析了基底核和丘腦核團(tuán)結(jié)構(gòu)的變化，而未包括白質(zhì)和皮層，今后需要進(jìn)行更大樣本量和全腦體素分析。

綜上所述，本研究初步表明，WD患者腦深部核團(tuán)存在NODDI指標(biāo)異常，NODDI可量化軸突和樹突形態(tài)結(jié)構(gòu)的改變，從而有效評估WD患者腦部銅沉積所致微結(jié)構(gòu)和代謝改變，具有較高診斷價值。

[參考文獻(xiàn)]

[1] Algin O, Taskapilioglu O, Hakyemez B, et al. Structural and neurochemical evaluation of the brain and pons in patients with Wilson's disease. Jpn J Radiol, 2010,28(9):663-671.

[2] da Costa Mdo D, Spitz M, Bacheschi LA, et al. Wilson's disease: Two treatment modalities. Correlations to pretreatment and posttreatment brain MRI. Neuroradiology, 2009,51(10):627-633.

[3] 劉文，蔡宗堯，于新華，等.肝豆?fàn)詈俗冃缘娘B腦MRI診斷與鑒別診斷.中國醫(yī)學(xué)影像技術(shù),2000,16(12):1040-1042.

[4] Finlayson MH, Superville B. Distribution of cerebral lesions in acquired hepatocerebral degeneration. Brain, 1981,104(Pt 1):79-95.

[5] Testa D, Filippini G, Farinotti M, et al. Survival in multiple system atrophy: A study of prognostic factors in 59 cases. J Neurol, 1996,243(5):401-404.

[6] Zhang H, Schneider T, Wheeler-Kingshott CA, et al. NODDI: Practical in vivo neurite orientation dispersion and density imaging of the human brain. Neuroimage, 2012,61(4):1000-1016.

[7] 王玉亮，趙靜，李欣蓓，等.擴(kuò)散峰度成像在膠質(zhì)瘤分級和預(yù)測細(xì)胞增殖中的診斷效能.中國醫(yī)學(xué)影像技術(shù),2017,33(2):177-182.

[8] 梁秀齡.肝豆?fàn)詈俗冃?神經(jīng)系統(tǒng)遺傳性疾病.北京：人民軍醫(yī)出版社,2001:7,113-115.

[9] 周香雪，李洵樺，黃海威，等.肝豆?fàn)詈俗冃陨窠?jīng)癥狀評價量表——改良Young量表.中國神經(jīng)精神疾病雜志,2011,37(3):171-175.

[10] 宋玉坤，初建平.神經(jīng)突起方向離散度與密度成像的技術(shù)原理與臨床研究進(jìn)展.影像診斷與介入放射學(xué),2017,26(2):157-161.

[11] Kamagata K, Hatano T, Okuzumi A, et al. Neurite orientation dispersion and density imaging in the substantia nigra in idiopathic Parkinson disease. Eur Radiol, 2016,26(8):2567-2577.

[12] Sinha S, Taly AB, Ravishankar S, et al. Wilson's disease:31P and1H MR spectroscopy and clinical correlation. Neuroradiology, 2010,52(11):977-985.

[13] Burkhead JL, Gray LW, Lutsenko S. Systems biology approach to Wilson's disease. Biometals, 2011,24(3):455-466.