低剂量辐射致癌研究一直是国际上比较关注的问题，尤其是医疗照射，其中，CT检查所致的集体有效剂量在不断增加，如UNSCEAR 2000年报告显示，CT扫描的频次占医疗照射总频次为5%，2018年报告中上升到9%，但其对集体有效剂量的贡献由34%上升到52.5%^[1-5]。

对于儿童这一特殊群体，因其解剖结构和细胞分裂速度均与成人不同，其对辐射的敏感性可能是成人的两到三倍^{[1, 6]}，UNSCEAR 2018年报告表明，儿童各部位CT扫描有效剂量范围与该部位参考剂量值相比，均有不同程度的超出，尤其是腹部、骨盆及盆腔CT扫描^[7]。因此，儿童CT扫描及其致癌风险评估引起了国际上极大关注。

迄今为止，已有大量的文献对儿童CT致白血病和脑部肿瘤的风险进行了评估，美国Brenner等^[8]2004首次评估了CT扫描电离辐射暴露导致的终生癌症风险，该方法所需样本量较小，但由于其主要基于日本原爆幸存者的终生随访资料，其预测结果有很大的不确定性^{[5, 9-10]}，因此，2012年以来，一些国家开始进行回顾性队列研究，后者有较大的样本量和较长的随访时间，有更强的因果推断效能。由于不同的队列研究的样本量、研究人群、开始随访时间及随访周期等不同，研究效能存在一定差异。本文主要对目前开展的全部相关的队列研究进行综合分析，以定量探讨儿童CT扫描及其导致的癌症终生归因风险的大小。

1 资料与方法 1.1 检索策略

检索数据库MEDLINE、Pubmed、the Cochrane Library、Web of Science、万方数据库、中国知网(CNKI)、中国生物医学文献数据库(CBMdise)等数据库，英文核心检索词为“computed tomography”、“ionizing radiation”、“pediatric”、“cancer”、“radiation-induced neoplasms”、“prospective”和“cohort study”。中文核心检索词为“CT”、“电离辐射”、“儿童”、“癌症”。由两名人员同时进行文献检索，规定文献发表时间为2000—2019年。

1.2 队列研究纳入和排除标准

纳入标准：(1)儿童CT扫描致癌风险评估研究；(2)队列研究文献。排除标准：(1)非以儿童为目标人群的文献；(2)非CT扫描文献；(3)非癌症风险评估文献；(4)非队列研究文献；(5)重复发表文献；(6)文中无用于meta分析的数据或数据不可用的文献。

1.3 文献质量评估

两位评审员按照纽卡斯尔-渥太华量表(the Newcastle-Ottawa Scale, NOS)评价队列研究的文献质量(Ottawa Hospital Research Institute)。该评价标准涉及三个部分，包括研究人群的选择、组间可比性和结果测量，又据此分为八个条目，具体评价方法见表1^[11]。NOS以星级系统半定量化原则来评价队列研究的文献质量，满分为九颗星。

1.4 数据提取

两评论员使用同一数据提取表独立提取纳入的文献数据。提取数据包括原始文献基本信息、研究人群(年龄范围、性别构成、开始随访时间、随访周期等)、暴露组和对照组信息(暴露年龄、性别比例、暴露次数及人数等)、结局指标(结局指标定义、暴露组和对照组结局出现数量、癌症的每mGy的超额相对风险)、进行meta分析需要的信息等。研究按照2009年国际上提出的系统综述和meta分析优先报告条目(Preferred Reporting Items for Systematic Reviews and Meta-Analyses,PRISMA)声明建议(http://prisma-statement.org)执行。

1.5 统计学分析

采用Stata SE 11.1软件对分类变量相对危险度(RR)及其95%可信区间进行分析。异质性分析采用Q检验法和I²统计量进行评价，检验水准为α = 0.05：I² ≥ 50%为高异质性，25% ≤ I² < 50%为中度异质性，I² < 25%为低异质性；Q检验统计量服从 χ²分布：当P < 0.05时，表明异质性检验有统计学意义。当 P > 0.05、I² < 50%时采用固定效应模型，反之，异质性较高时，采用亚组分析和敏感性分析探究其来源，并采用漏斗图评估发表偏倚。具体分析流程见 图1。

2 结果 2.1 文献检索结果及纳入文献特征

根据纳入排除标准进行筛选，有6篇关于儿童CT扫描的癌症风险队列研究的文献，各研究主要信息见表2。

其中，最终有5篇文献纳入分析，澳大利亚队列研究排除原因为其暴露组和对照组人年计算及结果指标含义与其他研究不同，该计算方法会导致风险高估。进行meta分析的主要数据提取情况见表3。

2.2 文献质量评价

对纳入分析的文献按照NOS量表进行质量评价，对文献中信息提取显示，中国台湾及德国队列研究在脑部肿瘤风险评估方面设置的停滞期较短，均为两年，可能存在逆因果关联；德国队列随访不完整，有近4万研究对象被忽略；荷兰癌症登记处在1989年之前的癌症记录信息不全，会导致结果计算出现一定偏倚。具体结果见表4。

2.3 meta分析结果

儿童CT检查与白血病发病风险研究异质性检验结果：I² = 32.7%，Q检验P > 0.05，不同研究间存在中度异质性，可采用固定效应模型进行meta分析：结果显示，合并后 RR值为1.59 (95%CI: 1.24, 2.05)，对其进行统计学检验显示Z = 3.65(P = 0.000)，说明行CT扫描的儿童与正常儿童相比，其患白血病的风险更高，且差异具有统计学意义(图2)。

对于CT扫描与脑部肿瘤的风险估计研究的异质性分析结果：I² = 0%，Q检验P > 0.05，表明研究间不存在异质性，采用固定效应模型进行分析：结果显示，合并后 RR值为2.07 (95% CI: 1.50, 2.86)，对其进行统计学检验显示Z = 4.42(P = 0.000)(图3)，说明行CT扫描的儿童与正常儿童相比，其患脑部肿瘤的风险更高，且差异具有统计学意义(具体结果见表5)。

2.4 亚组分析

对CT扫描致白血病风险评估的meta分析中，异质性检验结果显示I² = 32.7%，Q检验P > 0.05。各研究间存在中度异质性。对各文献异质性来源进行分析，结果显示，各研究间由于研究规模、随访时间的不同，CT扫描致白血病发病风险的研究效能也不同。根据文献质量进行分为两个亚组，结果显示，组内异质性降低，且相对危险度相比于合并后的值，在研究效能较低的组间有所降低，但仍有统计学意义( RR = 1.45, 95%CI: 1.10, 1.90)(结果见图4)。原始文献研究效能较高组由于仅一篇文献，无法进行meta分析。

2.5 发表偏倚评估

对纳入儿童CT扫描与白血病风险研究的5篇文献做发表偏倚分析：漏斗图提示散点分布基本均在可信区间内(图5和图6)，采用Begg 秩相关分析(Z = −0.49，P = 0.62)及Egger 直线回归分析(P = 0.40)均提示无明显的发表偏倚。对纳入脑部肿瘤分析的文献进行发表偏倚检验显示，Begg 秩相关分析(Z = −0.98，P = 0.32)及Egger 直线回归分析(P = 0.09)也提示无明显的发表偏倚。

3 讨论

对多个队列研究的综合分析表明，儿童CT扫描与其远期患白血病和脑部肿瘤的风险增加有关，合并效应指标RR值综合反映了其风险增加的程度。其中，行CT扫描的儿童患白血病的风险是正常儿童的1.59倍，患脑部肿瘤的风险为2.07倍。

因此，降低儿童CT扫描的辐射风险至关重要。目前，最有效的方法是实现儿童CT成像的正当化和最优化原则。前者是指成像的正当性、合理性和适宜的临床决策支持，后者则通过在CT扫描时调整参数，应用辐射屏蔽材料等减少儿童CT扫描的受照剂量^[18]。

同时，调查表明，儿童CT扫描的频度和集体有效剂量均在增加，但CT扫描的正当化和最优化仍然未引起儿科医生和CT扫描技师的足够重视，多个针对儿科医师和CT技师辐射风险和参数设置认知水平的调查表明，其在儿童CT辐射风险和参数优化方面仍有很大的改进空间^[19-21]。因此，增加其对儿童辐射风险的认识和加强对儿童的辐射防护是降低儿童CT扫描辐射风险的重要途径^{[22, 23]}。

本研究的局限性：(1)未引入剂量风险，由于部分原始研究中每mGy超额相对风险数据不全而未被纳入分析；(2)有一篇大样本文献因研究设计、结局指标意义与其他研究不同，结果记录格式存在问题，导致结果可能存在高估风险的情况，因而未被纳入。但本研究所纳入的5篇原始队列研究文献从研究设计到统计分析均有较为严格的标准，方法学质量评价较高，且meta分析根据上述研究定量综合出总的研究效应，所得结果更加可靠。

综上所述，儿童CT扫描会导致其白血病和脑瘤发病风险增加。因此，在进行儿童CT扫描时不仅要考虑CT扫描所带来的医疗效益，更要考虑其风险。尤其减少不必要的CT扫描和降低儿童CT扫描时的受照剂量是降低其癌症风险的关键措施。