2887例調強計劃驗證結果分*析及其在質量控制中的作用

劉思偉 趙 波* 李雅鋼 汪春林 于世平 周 剛

容積調強和動態(tài)調強放射治療(intensitymodulated radiation therapy，IMRT)計劃與傳統(tǒng)放射治療計劃相比，其復雜程度迅速上升[1-2]。同時立體定向放射治療和大分割治療在臨床上迅速開展，這些新技術在使患者受益的同時也對放射治療計劃質量控制提出了更高要求。如何保證治療計劃系統(tǒng)(treatment planning system，TPS)的計算劑量與患者實際接受照射劑量的一致性就顯的更加重要[3-5]。為此，本研究對2887例患者在放射治療前的調強計劃進行驗證分析，旨在根據(jù)調強計劃的驗證結果，分析其驗證計劃不通過的原因及其在質量控制中的作用。

1 材料與方法

1.1 一般資料

選取2014-2016年在北京大學第一醫(yī)院放射治療科使用Delta 4模體進行調強計劃并驗證的數(shù)據(jù)中篩選出的2887例患者；對其調強計劃的驗證結果進行回顧性分析，本研究不涉及人體實驗和患者隱私，僅為放射治療劑量學與質量控制的相關研究。

1.2 篩選標準

篩選不涉及分次模式、治療部位和Gamma通過率，僅把驗證時因人為操作失誤造成的無效測量結果予以剔除，其余數(shù)據(jù)即為合格數(shù)據(jù)予以納入。

1.3 儀器與材料

Delta 4三維劑量驗證模體(瑞典ScandiDos公司)；30013指形電離室(有效測量體積0.6 cc和UNIDOSE靜電計(德國PTW公司)[6]；QUICK CHECK晨檢儀(德國PTW公司)；Synergy加速器(瑞典Elekta公司)；Trilogy加速器(美國Varian公司)。Monaco(瑞典Elekta公司，版本3.2、5.0)和Eclipse(美國Varian公司，版本11.0、13.5)計劃系統(tǒng)。

表1 驗證調強計劃合格率及未通過3類原因比例

表2 Synergy加速器數(shù)據(jù)重采前后驗證合格率比較

Delta 4模體由一塊主探測板和兩塊翼探測板構成，共有P型圓柱形半導體探頭1069個，敏感面積0.78 mm2，靈敏度5 nC/Gy。有效測量面積為20 cm×20 cm。探測板中心±3.0 cm區(qū)域內探頭分布間隔為0.5 cm，其余區(qū)域為1.0 cm[7]。

1.4 驗證方法及質量控制標準

(1)驗證時將Delta 4模體上的標記線對準激光燈進行模體擺位。把TPS生成的待驗證計劃文件導入模體對應的驗證軟件，選擇患者放射治療計劃進行出束，記錄兩者的劑量對比結果及Gamma值。

(2)為保證驗證結果的同一性，兩臺加速器均由專人進行月、周、日的質量控制。月質控標準為絕對劑量誤差＜±1.5%，機架、小機頭角度誤差＜±0.5°，旋轉等中心誤差＜1 mm。周質控標準為鉛門，激光燈誤差＜±1 mm。日質控檢驗標準為絕對劑量、射線對稱性及平坦度＜±3%。

1.5 評價指標

調強計劃驗證以Delta 4模體配套軟件自帶的Gamma通過率為判定依據(jù)，認為該值反映了TPS計算劑量與患者受照劑量間的一致程度[8]。Gamma通過率分析為3參數(shù)Gamma分布的概率密度函數(shù)，其中形狀參數(shù)已由軟件鎖定，另外兩個參數(shù)為位置和尺度參數(shù)，分別設置為3 mm3%[8-9]。所有調強計劃按類別和是否通過進行匯總，以Gamma通過率＞90%為計劃合格標準，即驗證通過。對驗證不通過的計劃根據(jù)Delta 4的測量結果反推不過原因，再將這些原因分類統(tǒng)計。

1.6 統(tǒng)計學方法

采用SPSS 17.0軟件對所獲得數(shù)據(jù)進行分析。對于不同組的驗證合格率差異采用卡方檢驗進行分析，而當數(shù)據(jù)不滿足卡方檢驗的條件時選擇Kolmogorov-Smirnov Z檢驗或Mann-Whitney U檢驗，以P＜0.05為差異有統(tǒng)計學意義。

2 結果

2.1 調強計劃驗證結果

2887例調強計劃驗證后的通過例數(shù)為2838例，合格率為98.30%，其中49例未通過驗證的計劃按不過原因可分為3類：①靶區(qū)在Delta 4模體上的位置分布不當；②TPS參數(shù)設置不當；③TPS優(yōu)化結果不佳。這3類原因各自的占比又有較大差異，其中第1類原因占比最高，見表1。

2.2 數(shù)據(jù)重采前后的驗證結果

在全部驗證計劃中Synergy加速器的驗證例數(shù)為1661例，其又可分為重新采集數(shù)據(jù)并對TPS進行數(shù)據(jù)擬合前與擬合后兩部分，數(shù)據(jù)重采后的驗證合格率為99.24%，與數(shù)據(jù)重采前相比有明顯提高，卡方檢驗結果表明差異有統(tǒng)計學意義(x2=6.581，P＜0.05)，見表2。

2.3 不同不確定度計劃的驗證結果

對TPS參數(shù)設置不當進行分類，可分為3種情況：即驗證計劃的統(tǒng)計不確定度設置過大、多葉準直器(multi-leaf collimator，MLC)最小葉片間距過小以及最小子野面積過小。對因統(tǒng)計不確定度設置不當?shù)恼{強計劃分析，采用不確定度為1%時驗證的不合格率為0.25%，明顯＜不確定度為2%時的不合格率。并且1%組的平均Gamma通過率及其標準差均優(yōu)于2%組，U檢驗和Z檢驗結果均表明差異有統(tǒng)計學意義(U=8.722，Z=3.915；P＜0.05)，見表3。

3 討論

本研究得到的調強計劃驗證合格率為98.30%，其中因第1類問題-位置分布不當導致驗證不通過的調強計劃有27例(占55.10%)，但驗證不通過的原因不在調強計劃本身，并且用此類調強計劃在實際治療時不會降低放射治療的效果，若除去該因素計劃合格率可達99.23%。對于其余調強計劃則需進行相應調整后才能驗證通過。當以這些計劃進行實際治療時，會造成患者＞10%的受照區(qū)域的實際受照劑量在TPS計算劑量的±3%以上。

表3 不同不確定度調強計劃的驗證結果及Gamma通過率比較(%，±s)

表3 不同不確定度調強計劃的驗證結果及Gamma通過率比較(%，±s)

注：表中Gamma值為該組數(shù)據(jù)Gamma通過率分析平均通過率和標準差(%，±s)。

不確定度 總數(shù) 驗證不過例數(shù) 不合格率 Gamma值 Whitney加速器 Smirnov 加速器U檢驗 P值 Z檢驗 P值1% 395 1 0.25% 97.58±2.77 8.722 0.000 3.915 0.000 2% 1266 12 0.95% 95.72±4.77

3.1 TPS擬合數(shù)據(jù)失真原因分析

本研究中，同臺加速器在數(shù)據(jù)采集后計劃不合格率顯著低于采集前，且差異有統(tǒng)計學意義，但數(shù)據(jù)采集前后的計劃制作標準并未改變。出現(xiàn)此種現(xiàn)象的原因在于此臺加速器于2010年安裝并采集數(shù)據(jù)后，就因設備原因未再重新采集數(shù)據(jù)以對TPS數(shù)據(jù)進行修正，而長期的使用和維修又造成了加速器機械和劑量參數(shù)的改變[10-11]。而數(shù)據(jù)重采后，TPS中的擬合數(shù)據(jù)更接近加速器的真實值，所以此類問題對計劃驗證的影響變小。因此調強計劃驗證在保證計算劑量分布與受照劑量分布一致性的同時也在對加速器進行質量控制和保障。當大部分的驗證結果出現(xiàn)劑量體積直方圖或Gamma通過率，與加速器裝機時的測量值相比有較大變化時，就提示物理師需對加速器進行質量控制。

3.2 靶區(qū)在Delta 4模體上位置分布不當?shù)脑蚍治?/h3>

該類問題是指驗證計劃制作時未將靶區(qū)等中心移至模體等中心，而造成大部分靶區(qū)的劑量分布在模體邊緣區(qū)域或一側，在保持原計劃不變的基礎上，將靶區(qū)等中心移至模體等中心處后重做驗證計劃，驗證通過。相比于模體中心±3 cm以內的區(qū)域而言，周圍部分探頭分布稀疏。又因為靶區(qū)邊緣劑量跌落迅速，因此把這些區(qū)域移到模體中心區(qū)域會得到更精確的測量數(shù)值[12]。因此，在不改變原調強計劃的基礎上僅通過把靶區(qū)中心移至模體中心的方法就能通過驗證。在進行驗證計劃制作時應把靶區(qū)中心移至模體中心，以獲得更真實的測量劑量分布，進而判斷TPS的計算劑量與測量劑量間的差異。

3.3 統(tǒng)計不確定度原因分析

對于調強計劃系統(tǒng)Monaco中的MC算法而言，統(tǒng)計不確定度是指TPS的計算標準差，其值越小計算結果中的噪聲越少，同時也更為耗時，當不確定度由2%變?yōu)?%時，計算耗時至少增加四倍。因此科室最初將此值設為2%，但發(fā)現(xiàn)計劃驗證合格率偏低。不確定度1%組的驗證不合格率及Gamma分析均值，方差均優(yōu)于選擇2%組。由于兩組數(shù)據(jù)的Gamma分析值不符合卡方檢驗要求，故選擇K-S Z檢驗和M-W U檢驗，檢驗結果表明兩組數(shù)據(jù)有顯著性差異。綜合計算耗時和統(tǒng)計結果，本研究認為使用1%的統(tǒng)計不確定度更佳。

3.4 MLC最小葉片間距設置不當原因分析

MLC最小葉片間距設置不當問題會造成計劃里面存在大量MLC間距極小且分布無規(guī)律的區(qū)域。因為這些區(qū)域都以縫隙的形式存在，計劃驗證時的MLC到位誤差、加速器機械誤差都會對這些縫隙區(qū)域的測量結果產(chǎn)生很大影響，造成計算劑量與測量劑量間一致性變差[13-15]。對于因此原因未通過的計劃，在更改該項參數(shù)后重做計劃，驗證通過。但更改該值前所做的大量計劃，卻未因此而驗證不過，也表明了此類問題對計劃的影響較小。但是這類情況對計劃劑量的影響不通過驗證很難分析。

最小子野面積過小導致驗證不過的原因與MLC最小葉片間距設置不當相同，亦并非一定會導致計劃驗證不過。

3.5 TPS優(yōu)化結果不佳原因分析

對TPS優(yōu)化結果不佳做進一步分類，即小子野過多和危及器官限制過嚴兩種情況。造成小子野過多的原因在于計劃優(yōu)化方法不當或TPS軟件優(yōu)化異常。該類問題會導致計劃執(zhí)行效率降低，計算劑量與測量劑量間一致性變差，但并非一定會出現(xiàn)驗證不過。對于這類情況只能通過重新優(yōu)化計劃來解決。更重要的是，此類問題對計劃的影響程度無法通過計劃互查來判斷，只能通過計劃驗證去發(fā)現(xiàn)。危及器官限制過嚴原因分析。該問題是由于為達到某一限量而造成計劃過于復雜，機器執(zhí)行計劃時效率降低，但其出現(xiàn)與優(yōu)化過程無關。此類問題可通過放寬危及器官限量去解決，但只能通過計劃驗證去發(fā)現(xiàn)。

3.6 其他

除TPS參數(shù)外，控制點數(shù)量、計算網(wǎng)格大小也會影響計算劑量與測量劑量間的一致程度，造成驗證不過。更進一步分析，當需要對TPS的計算參數(shù)進行改變以優(yōu)化計算效率或提升計劃質量時，一定要進行相應的計劃驗證作為質控保障，以測試這種改變是否會影響TPS計算劑量與受照劑量的一致性。

本研究結果表明，真正由于優(yōu)化結果不佳這類人為不可控因素導致驗證不合格的計劃僅有8例，在不過計劃中占比16.33%。因此，進行調強計劃驗證的意義不僅僅是對計劃本身的質控保障，而是涉及網(wǎng)絡傳輸中數(shù)據(jù)失真或丟失、加速器機械性能、TPS參數(shù)設置、計算劑量與受照劑量一致性等多環(huán)節(jié)、多因素的綜合質量控制，其中任何環(huán)節(jié)出現(xiàn)問題，最終都能在計劃驗證結果里有所反應。因此，對每位患者的調強計劃在其治療前進行驗證是保證放射治療安全的重要環(huán)節(jié)。

[1]Low DA，Moran JM，Dempsey JF.et al.Dosimetry tools and techniques for IMRT[J].Med Phys，2011，38(3)：1313-1338.

[2]Manikandan A，Sarkar B，Holla R，et al.Quality assurance of dynamic parameters in volumetric modulated arc therapy[J].Br J Radiol，2012，85(1015)：1002-1010.

[3]Mans A，Remeijer P，Olaciregui-Ruiz I，et al.3D Dosimetric verification of volumetric-modulated arc therapy by portal dosimetry[J].Radiother Oncol，2010，94(2)：181-187.

[4]譚麗娜，孫曉歡，馬奎，等.三維劑量驗證系統(tǒng)Delta4在容積旋轉調強計劃劑量驗證中的應用[J].中國醫(yī)學物理學雜志，2013，30(6)：4497-4499.

[5]姜仁偉，郭栓栓，陳舒婷，等.利用ArcCHECK在實際機架角與零機架角的IMRT劑量驗證結果比較[J].中華放射腫瘤學雜志，2017，26(1)：66-68.

[6]Li G，Zhang Y，Jiang X，et al.Evaluation of the ArcCHECK QA system for IMRT and VMAT verification[J].Physica Medica，2013，29(3)：295-303.

[7]林珠，吳麗麗，陸佳揚.Delta4三維劑量驗證系統(tǒng)的原理及應用[J].醫(yī)療裝備，2013，26(7)：14-16.

[8]Janusz Winiecki，Tomasz Morgas，Karolina Majewska，et al.The gamma evaluation method as a routine QA procedure of IMRT[J].Reports of Practical Oncology and Radiothera py，2009，14(5)：162-168.

[9]Nakaguchi Y，Araki F，Ono T，et al.Validation of a quick three-dimensional dose verification system for pre-treatment IMRT QA[J].Radiol Phys Technol，2015，8(1)：73-80.

[10]Nakaguchi Y，Araki F，Ono T，et al.Individual volume-based 3D gamma indices for pretreatment VMAT QA[J].Appl Clin Med Phys，2017，18(3)：28-36.

[11]Haga A，Nakagawa K，Shiraishi K，et al.Quality assurance of volumetric modulated arc therapy using Elekta Synergy[J].Acta Oncol，2009，48(8)：1193-1197.

[12]Wang J，Hu W，Peng J，et al.Identical Quality Assurance for Volumetric Modulated Arc Therapy in Elekta and Varian Machines[J].Technol Cancer Res Trea，2015，14(4)：483-490.

[13]王廣善，楊波，龐廷田，等.VMAT模式下MLC葉片運動速度對到位誤差影響[J].中華放射腫瘤學雜志，2017，26(2)：182-186.

[14]王勇，李俊萍，張玲玲，等.不同病種IMRT計劃驗證通過率差異分析[J].中華放射腫瘤學雜志，2017，26(1)：50-52.

[15]王寧，王彬，陳阿龍，等.IMRT計劃劑量驗證通過率對機架角度誤差靈敏度分析[J].中華放射腫瘤學雜志，2016，25(12)：1327-1330.