Aplikace Li-Ma metody na scintigrafické vyšetření příštítných tělísek. P. Karhan, P. Fiala, J. Ptáček

Podobné dokumenty
Normální (Gaussovo) rozdělení

Téma 5: Parametrická rozdělení pravděpodobnosti spojité náhodné veličiny

Statistická analýza jednorozměrných dat

ANALÝZA VZTAHU DVOU SPOJITÝCH VELIČIN

ANALÝZA ROZPTYLU (Analysis of Variance ANOVA)

Jarqueův a Beryho test normality (Jarque-Bera Test, JB test)

Testy statistických hypotéz

9. cvičení 4ST201. Obsah: Jednoduchá lineární regrese Vícenásobná lineární regrese Korelační analýza. Jednoduchá lineární regrese

15.20 Cysty příštíných tělísek a krčních mízovodů

Zápočtová práce STATISTIKA I

REGRESNÍ ANALÝZA. 13. cvičení

Teorie náhodných matic aneb tak trochu jiná statistika

Stručný úvod do testování statistických hypotéz

y = 0, ,19716x.

Tomáš Karel LS 2012/2013

Normální (Gaussovo) rozdělení

Simulační metody hromadné obsluhy

PRAVDĚPODOBNOST A STATISTIKA

Aproximace binomického rozdělení normálním

12. cvičení z PST. 20. prosince 2017

Dvouletá cesta za diagnózou primární hyperparatyreózy. Richard Stejskal LC Václavka, Praha 5

Matematika I A ukázkový test 1 pro 2018/2019

různé typy přehledových studií integrativní typ snaha o zobecnění výsledků z množství studií

Dva případy chybného rozhodnutí při testování: a) Testační statistika padne mimo obor přijetí nulové H hypotézy O, tj.

Problematika analýzy rozptylu. Ing. Michael Rost, Ph.D.

6. Demonstrační simulační projekt generátory vstupních proudů simulačního modelu

ANOVA. Semestrální práce UNIVERZITA PARDUBICE. Fakulta chemicko-technologická Katedra analytické chemie

MÉNĚ OBVYKLÉ ÚTVARY MĚKKÝCH TKÁNÍ KRKU. MUDr. Jarmila Broulová Ústí nad Labem

Statistika pro každého. Párový test Test shody dvou rozptylů Dvouvýběrový t-test Porovnání středních hodnot při nestejných rozptylech

Úloha E301 Čistota vody v řece testem BSK 5 ( Statistická analýza jednorozměrných dat )

PRAVDĚPODOBNOST A STATISTIKA

Časové řady, typy trendových funkcí a odhady trendů

Časové řady, typy trendových funkcí a odhady trendů

Akvizice dat. Dekonvoluce Registrace. zobrazení INVESTICE DO ROZVOJE VZDĚLÁVÁNÍ

Přednášky část 4 Analýza provozních zatížení a hypotézy kumulace poškození, příklady. Milan Růžička

ANOVA. Analýza rozptylu při jednoduchém třídění. Jana Vránová, 3.lékařská fakulta UK, Praha

Testování statistických hypotéz

Otázky k měření centrální tendence. 1. Je dáno rozložení, ve kterém průměr = medián. Co musí být pravdivé o tvaru tohoto rozložení?

MATEMATICKO STATISTICKÉ PARAMETRY ANALYTICKÝCH VÝSLEDKŮ

Testování statistických hypotéz. Obecný postup

1. (18 bod ) Náhodná veli ina X je po et rub p i 400 nezávislých hodech mincí. a) Pomocí ƒeby²evovy nerovnosti odhadn te pravd podobnost

Přednáška č. 11 Analýza rozptylu při dvojném třídění

JEDNOVÝBĚROVÉ TESTY. Komentované řešení pomocí programu Statistica

1.4 ANOVA. Vliv druhu plodiny na míru napadení houbami Fusarium culmorum a Fusarium graminearum v systému ekologického hospodaření

ZOBRAZOVACÍ VYŠETŘOVACÍ METODY MAGNETICKÁ REZONANCE RADIONUKLIDOVÁ

Statistika, Biostatistika pro kombinované studium. Jan Kracík

Testování statistických hypotéz

4EK211 Základy ekonometrie

Výpočet pravděpodobností

Charakterizace rozdělení

Testování statistických hypotéz

Univerzita Pardubice Fakulta chemicko technologická Katedra analytické chemie Licenční studium chemometrie

KGG/STG Statistika pro geografy

4EK211 Základy ekonometrie

Náhodné (statistické) chyby přímých měření

IDENTIFIKACE BIMODALITY V DATECH

Příklad 1. Korelační pole. Řešení 1 ŘEŠENÉ PŘÍKLADY Z MV2 ČÁST 13

DETEKCE HRAN V BIOMEDICÍNSKÝCH OBRAZECH

Monte Carlo metody Josef Pelikán CGG MFF UK Praha.

VYBRANÉ DVOUVÝBĚROVÉ TESTY. Martina Litschmannová

UNIVERZITA PARDUBICE Fakulta chemicko-technologická Katedra analytické chemie Nám. Čs. Legií 565, Pardubice

Manuál pro ovládání Eram lux control panelu dálkového řízení regulátoru ERAM spol. s r.o.

Intervalové odhady. Interval spolehlivosti pro střední hodnotu v N(µ, σ 2 ) Interpretace intervalu spolehlivosti. Interval spolehlivosti ilustrace

TECHNICKÁ UNIVERZITA V LIBERCI. Statistický rozbor dat z dotazníkového šetření

4EK211 Základy ekonometrie

Dobývání znalostí. Doc. RNDr. Iveta Mrázová, CSc. Katedra teoretické informatiky Matematicko-fyzikální fakulta Univerzity Karlovy v Praze

Uni- and multi-dimensional parametric tests for comparison of sample results

Výběr hodnot z modisovského rastru v místech, kde se nacházela jedna ze zeber

Intervalové odhady. Interval spolehlivosti pro střední hodnotu v N(µ, σ 2 ) Interpretace intervalu spolehlivosti. Interval spolehlivosti ilustrace

S E M E S T R Á L N Í

Stanovení manganu a míry přesnosti kalibrace ( Lineární kalibrace )

Pravděpodobnost a statistika, Biostatistika pro kombinované studium. Tutoriál č. 5: Bodové a intervalové odhady, testování hypotéz.

Lineární regrese. Komentované řešení pomocí MS Excel

Pravděpodobnost a aplikovaná statistika

I. D i s k r é t n í r o z d ě l e n í

Cvičení ze statistiky - 8. Filip Děchtěrenko

12. cvičení z PSI prosince (Test střední hodnoty dvou normálních rozdělení se stejným neznámým rozptylem)

TESTOVÁNÍ HYPOTÉZ STATISTICKÁ HYPOTÉZA Statistické testy Testovací kritérium = B B > B < B B - B - B < 0 - B > 0 oboustranný test = B > B

TLOUŠŤKOVÁ A VÝŠKOVÁ STRUKTURA A JEJÍ MODELOVÁNÍ

p(x) = P (X = x), x R,

Přednáška 9. Testy dobré shody. Grafická analýza pro ověření shody empirického a teoretického rozdělení

Řešíme tedy soustavu dvou rovnic o dvou neznámých. 2a + b = 3, 6a + b = 27,

Testování hypotéz testy o tvaru rozdělení. Jiří Neubauer. Katedra ekonometrie, FVL, UO Brno kancelář 69a, tel

na za átku se denuje náhodná veli ina

PRŮZKUMOVÁ ANALÝZA JEDNOROZMĚRNÝCH DAT Exploratory Data Analysis (EDA)

Univerzita Pardubice Fakulta chemicko-technologická Katedra analytické chemie ANOVA. Semestrální práce

LINEÁRNÍ REGRESE Komentované řešení pomocí programu Statistica

11. cvičení z PSI prosince hodnota pozorovaná četnost n i p X (i) = q i (1 q), i N 0.

You created this PDF from an application that is not licensed to print to novapdf printer (

Stanovení požární odolnosti. Přestup tepla do konstrukce v ČSN EN

Stupnice geomagnetické aktivity

Hybridní metody v nukleární medicíně

Tepelná kapacita = T. Ē = 1 2 hν + hν. 1 = 1 e x. ln dx. Einsteinův výpočet (1907): Soustava N nezávislých oscilátorů se stejnou vlastní frekvencí má

UNIVERZITA PARDUBICE Fakulta chemicko-technologická Katedra analytické chemie. Nám. Čs. Legií 565, Pardubice. Semestrální práce ANOVA 2015

Charlesův zákon (pt závislost)

4. Stanovení teplotního součinitele odporu kovů

Regulační diagramy (RD)

UNIVERZITA PARDUBICE CHEMICKO-TECHNOLOGICKÁ FAKULTA KATEDRA ANALYTICKÉ CHEMIE

EXTRÉMY V TEPLOTNÍCH ŘADÁCH

Transkript:

Aplkace L-Ma metody na scntgrafcké vyšetření příštítných tělísek P. Karhan, P. Fala, J. Ptáček

Vyšetření příštítných tělísek dagnostka hyperparatyreózy: lokalzace tkáně příštítných tělísek neexstence radofarmaka pro zobrazení jen příštítných tělísek, ale zobrazuje se štítná žláza a p.t. bývají v překryvu. nejefektvnější kombnace tří metod: SPECT/CT, dvoufázová scntgrafe a subtrakční metoda subtrakční metoda využívána nejčastěj s 99m Tc- MIBI pro zobrazení p.t. a š.ž. a 99m TcO - pro zobrazení jen š.ž.

Subtrakční metoda odečtení obrazů pxel po pxelu I subtr =I MIBI TcO α I normalzační koefcent a vybírán lékařem na základě zkušenost tak, aby štítná žláza zankla v okolních tkáních (EANM, SNM) jasná nterpretace rychlý výpočet nutnost dobré regstrace obrazů

Subtrakční metoda poztvní pacent 99m TcO - 99m Tc-MIBI subtrakce

Subtrakční metoda vyšší šum než u původních obrazů: σ 2 (I subtr ) σ 2 (I MIBI )+ α 2 σ 2 TcO (I ) I MIBI + α 2 TcO I šum nezávslý na hodnotě v pxelu: 103 100=? 3=? 13 10 1=? σ (3)=? 16 nehomogenní neposson., negauss. šum pokles poměru sgnálu k šumu SNR I MIBI TcO α I I MIBI + α 2 TcO I

Subtrakční metoda zelený ROI σ (I )=10,2 I =8,2 čevený ROI σ (I )=16,1 I =9,9

Subtrakční metoda SNR S G =SNR I MIBI TcO α I I MIBI + α 2 TcO I gaussovská aproxmace Possonova rozdělení SNR odhadnutelný pxel po pxelu jasná nterpretace: kolkrát rozdíl mez obrazy převyšuje šum v nekonečné lmtě normální rozdělení N(0,1) má homogenní jednotkový gaussovský šum hraje rol testovací statstky (převod do p-hodnot) možnost jej statstcky dále studovat (RFT...)

On-off metody používané pro hledání zdrojů kosmckého záření porovnání dat z oblastí off - mmo zdroj (pozadí) a on - oblast se zdrojem (pozadí + sgnál) obv. předpoklád possonovského charakteru dat 99m TcO - : off měření 99m Tc-MIBI: on měření

S G L-Ma metoda platné jen v nekonečné lmtě, pro konečné hodnoty systematcká chyba nevychýlená aproxmace od L a Ma: S LM =2 1/2{ N on ln[ 1+ α α T. L, Y. Ma: Analyss methods for results n gamma-ray astronomy, Astrophys J, 272 (1983), pp. 317 32 výpočet pxel po pxelu N =I platnost pro N 10 ; 0,1 α 10 N on ] N on + N off + N off ln[ (1+ α ) N off N on + N off ]}1/2

L-Ma metoda poztvní pacent 99m TcO - (vlevo) 99m Tc-MIBI (vpravo) subtrakce (vlevo) L-Ma (vpravo)

Rozšíření L-Ma metody L-Ma metoda založena na testu hypotézy: s pomocí pevného a lze provést subtrakc na nulu: I MIBI TcO α I =0 kde neplatí tato hypotéza, vychází vysoké LM hodnoty S a musí být známé (v prax lékař odhaduje) předpoklad, že subtrakce se provádí na nulové pozadí (v prax se odečítá na homogenní pozadí, proto nízký kontrast L-Ma obrazu) potřeba rozšíření na hypotézu: s pomocí pevného a lze provést subtrakc na homogenní pozadí m: I MIBI TcO α I =μ

Rozšíření L-Ma metody I MIBI 1/2{ S elm =2 I MIBI TcO ln[ α μ + μ ] + I TcO + μ (α + 1)+ μ (I MIBI + I TcO TcO μ = 1 2[ I TcO MIBI + I α + 1 ( + I TcO MIBI + I α + 1 μ TcO α + μ )2 TcO α + I TcO α + 1 ] TcO μ + TcO ln[ I TcO μ TcO α ] )} 1/2

Rozšíření L-Ma metody výpočet pxel po pxelu lze generovat parametrcké obrazy výpočetní náročnost stejného řádu jako subtrakce O(n) předpoklady stejné jako u subtrakce jeden volný parametr m navíc oprot subtrakc, možnost ML odhadu platnost ověřena smulacem pro N > 10; 0,1 < a <10, m < 100

Rozšíření L-Ma metody výpočet pxel po pxelu lze generovat parametrcké obrazy výpočetní náročnost stejného řádu jako subtrakce O(n) předpoklady stejné jako u subtrakce jeden volný parametr m navíc oprot subtrakc, možnost ML odhadu platnost ověřena smulacem pro N > 10; 0,1 < a <10, m < 100

Rozšíření L-Ma metody poztvní pacent 99m Tc-MIBI (vlevo nahoře), subtrakce (vlevo dole) a rozšířená L-Ma metoda (vpravo)

Rozšíření L-Ma metody poztvní pacent práh 3 (hladna významnost 0,28 % ) zobrazeno 3136 pxelů 0,28 % odpovídá 9 bílým pxelům (tzn. u negatvního pacenta by v průměru mělo být 9 pxelů bílých)

Rozšíření L-Ma metody fůze 99m Tc-MIBI a rozšířené L-Ma metody s prahem 3 (pravděpodobnos t náhody 0,28 % )

Rozšíření L-Ma metody negatvní pacent 99m TcO - (vlevo) 99m Tc-MIBI (vpravo) subtrakce (vlevo) L-Ma práh 3 (vpravo) očekáváno 9 pxelů bílých

Shrnutí L-Ma metoda může doplnt subtrakc př nízké kvaltě scntgramů výpočetní náročnost předpoklady stejné jako u subtrakce generuje parametrcké obrazy s: snadnou nterpretací (SNR) homogenním gaussovským šumem standardzovatelný rozsah hodnot porovnatelnost mez studem možnost pevného prahování s jasnou pravděpodobnostní nterpretací (SL 5 %; 0,28 %...)

Děkuj za pozornost.

L-Ma metoda poztvní pacent červený ROI zelený ROI Kvantl-kvantlový graf rozdělení hodnot L-Ma v obraze: vlevo nepřítomnost ložska, vpravo přítomnost ložska; modrá přímka značí očekávané rozdělení

Rozšíření L-Ma metody poztvní pacent červený ROI zelený ROI kvantl-kvantlový graf rozdělení hodnot rošířené L-Ma metody vlevo nepřítomnost ložska, vpravo přítomnost ložska

Rozšíření L-Ma metody negatvní pacent kvantl kvantlový graf pro celou zobrazenou oblast pacenta bez nálezu