GRADEの基礎と実践: 治療法の推奨を極める 臨床疫学研究における報告の質向上のための統計学の研究会第27回研究集会 (12/17 (土) 13:00-18:15; 東京医科歯科大学) http://blue.zero.jp/yokumura/workshop.html

1. エビデンスの統合から推奨の作成
奥村泰之
⼀般財団法⼈ 医療経済研究・社会保険福祉協会
医療経済研究機構 研究部 主任研究員
臨床疫学研究における報告の質向上のための統計学の研究会 第27回研究集会
2016/12/17 (⼟) 15:50~16:40
東京医科⻭科⼤学 湯島キャンパス
1号館⻄7階 ⼝腔保健学科第3講義室

2. 推奨作成の流れ
2

3. 発表構成
エビデンスの要約
エビデンスから推奨へ
総体エビデンスの確信性
価値観と好みの不確実性と変動性
効果のバランス
資源利⽤
EtD Framework
3

4. エビデンスの要約

5. エビデンスプロファイル
⼼房細動へのダビガトランとワルファリンの⽐較
5
①エビデンスの
確信性評価の要約
②結果の要約
Alonso-Coello P et al: BMJ. 2016 Jun 30;353:i2089.

6. ①エビデンスの確信性の要約
⼼房細動へのダビガトランとワルファリンの⽐較
6Alonso-Coello P et al: BMJ. 2016 Jun 30;353:i2089.
患者数 (研究数)
追跡期間
バイアス
へのリス
ク
⾮⼀貫性 ⾮直接性 不精確さ 出版
バイアス
エビデンスの
確信性
死亡 (重⼤なアウトカム)
12098 (1研究)
2年間
深刻 深刻な⾮
⼀貫性な
し
深刻な⾮
直性なし
深刻な不
正確さな
し
検出なし 中 (バイアスへの
リスクのため)
脳卒中/全⾝性塞栓症 (重⼤なアウトカム)
12098 (1研究)
2年間
深刻 深刻な⾮
⼀貫性な
し
深刻な⾮
直性なし
深刻な不
正確さな
し
検出なし 中 (バイアスへの
リスクのため)
⼼筋梗塞 (重⼤なアウトカム)
12098 (1研究)
2年間
深刻 深刻な⾮
⼀貫性な
し
深刻な⾮
直性なし
深刻 検出なし 低 (バイアスへの
リスクと不正確さ
のため)

7. ②結果の要約
⼼房細動へのダビガトランとワルファリンの⽐較
7Alonso-Coello P et al: BMJ. 2016 Jun 30;353:i2089.
イベント発⽣率 (%) 予想される絶対リスク
ワルファリン ダビガトラン 相対リスク
(95%信頼区間)
ワルファリン
のリスク
ダビガトランとの
リスク差 (95% 信
頼区間)
死亡 (重⼤なアウトカム)
487/6022 (7.6%) 438/6076 (7.2%) 0.90 (0.79~1.01) 81/1000 -8/1000 (-17~+1)
脳卒中/全⾝性塞栓症 (重⼤なアウトカム)
202/6022 (3.4%) 134/6076 (2.2%) 0.66 (0.54~0.82) 34/1000 -11/1000 (-15~-6)
⼼筋梗塞 (重⼤なアウトカム)
75/6022 (3.4%) 97/6076 (2.2%) 1.29 (0.96~1.73) 12/1000 +4/1000 (0~+9)

8. 相対リスクの選択法
指標 解釈 絶対リスク
への変換
数学的
性質
算出
可能性
リスク⽐
(risk ratio)
◎ ◎ △ ◎
オッズ⽐
(odds ratio)
× △ ◎ ◎
ハザード⽐
(hazard ratio)
△ × × ×
8
(1) 基本はリスク⽐を選択
(2) リスク⽐>1かつ対照群のリスクが⾼い結果，
介⼊群のリスクが1を超える場合，オッズ⽐を選択
(e.g., 1.5 (RR)×0.67 (対照群のリスク) = 1.005 (介⼊群のリスク)
Guyatt GH et al: J Clin Epidemiol. 2013 Feb;66(2):158-72.

9. 予想される絶対リスクの推定法
9Guyatt GH et al: J Clin Epidemiol. 2013 Feb;66(2):158-72.
⼿順 事例
①相対リスクの統合 1つのRCTから，リスク⽐を統合 (RR, 0.90)
②対照群のリスクの設定
(理想的には，良くデザイン
された観察研究から)
観察研究から1000⼈に81名
③介⼊群のリスクの推定 81 (対照群のリスク) ×0.9 (RR)
= 73/1000
④絶対リスクの推定 73 (介⼊群のリスク) − 81 (対照群のリス
ク)
=−8/1000

10. Summary of Findings (SoF) テーブル
エビデンスプロファイルの結果の要約＋コメント
10Carrasco-Labra A et al: J Clin Epidemiol. 2016 Jun;74:7-18.

11. ⼆分変数のSoFテーブル
慢性副⿐腔炎への副腎⽪質ステロイドとプラセボの⽐較
11Head K et al: Cochrane Database Syst Rev. 2016 Apr 26;4:CD011992.
予想される絶対リスク
(95% 信頼区間)
アウトカム
患者数 (研究数)
相対リスク
(95% 信頼
区間)
ステロ
イドなし
ステロ
イドあり
差 エビデン
スの確信
性
どうなるか
気分変調
2週間
40 (1RCT)
RR 2.50
(0.55~11.41)
100/1000 250/1000 +150/1000
(−45~+1041)
⊕⊕○○
ステロイド群の⽅
が気分変調の有害
事象が多いか不確
かである
胃腸障害
3か⽉
187 (3RCTs)
RR 3.45
(1.11~10.78)
47/1000 160/1000 +114/1000
(+5~+455)
⊕⊕○○
ステロイド群の⽅
が胃腸障害の有害
事象が多い
不眠
3か⽉
187 (3RCTs)
RR 3.63
(1.10~11.95)
23/1000 84/1000 +61/1000
(+2~+255)
⊕⊕○○
ステロイド群の⽅
が不眠の有害事象
が多い

12. 量的変数のSoFテーブル
慢性副⿐腔炎への副腎⽪質ステロイドとプラセボの⽐較
12Head K et al: Cochrane Database Syst Rev. 2016 Apr 26;4:CD011992.
予想される絶対リスク
(95% 信頼区間)
アウトカム
患者数 (研究数)
相対リス
ク (95%
信頼区
間)
ステ
ロ
イド
なし
ステ
ロ
イド
あり
差 エビデ
ンスの
確信性
どうなるか
疾病特異的QoL
(RSOM-31)
2週間
40 (1RCT)
介⼊群の⽅が
1.24SD低い
(−1.92~−0.56)
⊕⊕○○
得点が低いほど機能障害が改
善していることを⽰す。ステ
ロイドの治療効果は肯定的で
ある。標準化平均値差1.24は
⼤きな効果と考えられる。
⾃⼰報告式の重
症度
2週間
114 (1RCTs)
変化量は介⼊
群の⽅が
2.28SD低い
(−2.76~−1.80)
⊕⊕○○
得点が低いほどステロイドが
肯定的であることを⽰す。標
準化平均値差2.28は⼤きな効
果と考えられる。ステロイド
治療を受けている患者は，
2~3週間時点でかなり穏やか
な症状になる。

13. 量的変数の要約法
①標準偏差の単位
②最も⼀般的な尺度単位に変換
③相対リスクと絶対リスクに変換
④平均値の⽐
⑤意味のある最⼩限の群間差の単位
13
Johnson BC et al: Health Qual Life Outcomes. 2013; 11: 211.
Guyatt GH et al: J Clin Epidemiol. 2013 Feb;66(2):173-83.s

14. ①標準偏差の単位 (標準化平均値差)
standard deviation units (standardized mean difference)
14
説明 ■標準偏差の単位で表現された平均値差
利点 ■広く使われている
⽋点
■解釈困難
■研究間の調査対象の異質性あるいは等質性が
強い場合に，推定値が偏る
推奨 ■唯⼀の⽅法として使うべきでない
Johnson BC et al: Health Qual Life Outcomes. 2013; 11: 211.
Guyatt GH et al: J Clin Epidemiol. 2013 Feb;66(2):173-83.s

15. ②最も⼀般的な尺度単位に変換
conversion into units of the most commonly used instrument
15
説明 ■最も⼀般的な尺度単位に線形変換
利点 ■良く知られている尺度があると解釈が容易
⽋点
■容易に解釈できるほど臨床で使われている尺
度が少ない
推奨
■尺度単位の変換法は，標準偏差あるいは再ス
ケール化に基づく⽅法がある。後者の⽅法が推
奨される。
Johnson BC et al: Health Qual Life Outcomes. 2013; 11: 211.
Guyatt GH et al: J Clin Epidemiol. 2013 Feb;66(2):173-83.s

16. ③相対リスクと絶対リスクに変換
conversion to relative and absolute effects
16
説明
■カットオフ値以上となる両群の割合を推計し，
相対リスクと絶対リスクに変換する
利点
■臨床家にとって馴染みがある
■GRADEが定義する効果の⼤きさの基準を適⽤
できる
⽋点 ■統計学的に無理のある仮定を置く
推奨
■意味のある最⼩限の郡内差がわかる場合，標
準化平均値差を使うよりも望ましい
■この選択肢を常に考慮すべきである
Johnson BC et al: Health Qual Life Outcomes. 2013; 11: 211.
Guyatt GH et al: J Clin Epidemiol. 2013 Feb;66(2):173-83.s

17. ④平均値の⽐
ratio of means
17
説明 ■介⼊群と対照群の平均値の⽐を求める
利点
■臨床家にとって解釈しやすいかもしれない
■統計学的に無理のある仮定が少ない
⽋点
■変化量には適⽤できない
■解釈には対照群の平均についての知識が必要
推奨
■特に，相対リスクと絶対リスクの補完として
利⽤を考慮すべきである
Johnson BC et al: Health Qual Life Outcomes. 2013; 11: 211.
Guyatt GH et al: J Clin Epidemiol. 2013 Feb;66(2):173-83.s

18. ⑤最⼩限の意味のある群間差の単位
minimally important difference units
18
説明
■最⼩限の意味のある群間差の単位で表現され
た平均値差
利点 ■臨床家にとって解釈しやすいかもしれない
⽋点
■最⼩限の意味のある群間差が知られている場
合にのみ利⽤できる
推奨
■特に，相対リスクと絶対リスクの補完として
利⽤を考慮すべきである
Johnson BC et al: Health Qual Life Outcomes. 2013; 11: 211.
Guyatt GH et al: J Clin Epidemiol. 2013 Feb;66(2):173-83.s

19. エビデンスから推奨へ

20. ４つの推奨， 「⽅向性」×「強さ」
20
連続体
弱い
反対
強い
反対
弱い
賛成
強い
賛成
Andrews J et al: J Clin Epidemiol. 2013 Jul;66(7):719-25.

21. 強い推奨の例
21
強い推奨
脳卒中のリスクが⾼い⼼房細動を有する患者 (例
えば，CHADS2スコアが2点以上) に対して，アス
ピリンよりも経⼝抗凝固剤を推奨する
Alonso-Coello P et al: BMJ. 2016 Jun 30;353:i2089.

22. 強い推奨の意味
22
意味
■介⼊による望ましい効果 (重⼤あるいは重要なア
ウトカム) が，望ましくない効果を上回ると強く確
信する
患者/臨床
家の観点
■全てあるいは殆ど全ての⼈は，介⼊に対する賛成
(あるいは反対) の推奨を選択をしたいと思う
臨床家の
観点
■介⼊選択の意思決定には⽐較的時間を使わず，実
施やアドヒアランスへの障壁を取り除くことに注⼒
する
政策担当
者の観点
■個⼈や地域により，臨床実践に変動があることを
不適切と捉えうる
■医療の質の評価指標の候補となる
Andrews J et al: J Clin Epidemiol. 2013 Jul;66(7):719-25.

23. 弱い推奨の例
23
弱い (条件付き) 推奨
脳卒中のリスクが中程度から⾼い⼼房細動を有
する患者 (例えば，CHADS2スコアが1点以上) に
対して，アドヒアランスが良好であるにもかか
わらずワルファリンで奏功しない場合に限り，
ダビガトランへ変更するといいだろう
Alonso-Coello P et al: BMJ. 2016 Jun 30;353:i2089.

24. 弱い推奨の意味
24Andrews J et al: J Clin Epidemiol. 2013 Jul;66(7):719-25.
意味
■介⼊による望ましい効果 (重⼤あるいは重要なアウト
カム) が，望ましくない効果を上回ると弱く確信する
患者/臨床
家の観点
■⼤抵の⼈が介⼊に対する賛成 (あるいは反対) の推奨を
選択をしたいと思うが，そうでない⼈も相当数いる
臨床家の観
点
■介⼊選択の意思決定には⽐較的時間を使う必要がある。
意思決定共有の際，介⼊選択に対する個々⼈の価値観と
好みを確かめる。
政策⽴案者
の観点
■個⼈や地域により，臨床実践に変動があることを適切
と捉えうる
■医療の質の評価指標として不適切である
■政策⽴案には，⼗分な議論と多くの利害関係者の関与
を必要とする

25. 推奨の強さの４要因
総体エビデンスの
確信性
総体エビデンスの
確信性
価値観と好みの
不確実性と変動性
価値観と好みの
不確実性と変動性
効果のバランス効果のバランス 資源利⽤資源利⽤
25Andrews JC et al: J Clin Epidemiol. 2013 Jul;66(7):726-35.

26. 総体エビデンスの確信性

27. 総体エビデンスの確信性により
推奨の強さが変わる
27
エビデンスの確信性が
⾼いあるいは中等度
➡強い推奨
エビデンスの確信性が低い
➡弱い推奨
Andrews JC et al: J Clin Epidemiol. 2013 Jul;66(7):726-35.
総体エビデンスの確信性
⊕⊕⊕○
アウトカム エビデンスの確信性
⾎栓後症候群 ⊕⊕⊕○
静脈⾎栓塞栓症の再発 ⊕⊕⊕○

28. アウトカムの重要性を事前設定
腎不全と⾼リン⾎症を有する患者へのリン低下薬の有効性
28
9
8
7
6
5
4
3
2
1
重
⼤
重
要
重
要
で
な
い
死亡
急性⼼筋梗塞
⾻折
痛み
Guyatt GH et al: J Clin Epidemiol. 2011 Apr;64(4):395-400.

29. アウトカムごとの確信性を評価
⾜の急性深部静脈⾎栓症への弾性ストッキングの有効性
アウトカム 重要性 エビデンスの
確信性
⾎栓後症候群 重⼤ ⊕⊕⊕○
静脈⾎栓塞栓症の再発 重⼤ ⊕⊕⊕○
⾜の急な痛み 重要 ⊕⊕⊕○
⽣活の質 重⼤ ⊕⊕⊕⊕
29Kearon C et al: Chest. 2016 Feb;149(2):315-52.

30. アウトカム 重要性 エビデンスの
確信性
⾎栓後症候群 重⼤ ⊕⊕⊕○
静脈⾎栓塞栓症の再発 重⼤ ⊕⊕⊕○
⾜の急な痛み 重要 ⊕⊕⊕○
⽣活の質 重⼤ ⊕⊕⊕⊕
アウトカム全体の確信性を評価
⾜の急性深部静脈⾎栓症への弾性ストッキングの有効性
30Kearon C et al: Chest. 2016 Feb;149(2):315-52.
(1) 重⼤なアウトカムに着⽬
(2) 全体の確信性は，最も低いものを採⽤

31. 重⼤なアウトカムの事後的格下げ①
注) 慎重な判断が必須＆滅多にない
31
事前
「吐き気」＝重⼤
系統的レビュー
「吐き気」の発⽣3%未満
事後的格下げ
「吐き気」＝重要
有害事象の発現率が
⾮常に低いと判断
Guyatt GH et al: J Clin Epidemiol. 2013 Feb;66(2):151-7.

32. 重⼤なアウトカムの事後的格下げ②
注) 慎重な判断が必須＆滅多にない
32
重⼤な
アウトカム
エビデンスの
確信性
介⼊効果
の⽅向性
死亡 ⊕⊕⊕○ 肯定
急性⼼筋梗塞 ⊕⊕⊕⊕ 肯定
脳卒中 ⊕⊕⊕⊕ 肯定
有害事象 ⊕⊕⊕⊕ 肯定
(1) いくつかの重⼤なアウトカムの確信性が相対的に⾼い
(2) (1) のアウトカムの効果推定値は介⼊効果を肯定
(3) ⼀部の重⼤なアウトカムの確信性が相対的に低い
(4) (3) のアウトカムの効果推定値は介⼊効果を肯定
(5) (3) のアウトカムの重要性を重⼤から重要に格下げ
Guyatt GH et al: J Clin Epidemiol. 2013 Feb;66(2):151-7.

33. 価値観と好みの不確実性と変動性
33

34. 価値観と好みの不確実性と変動性により
推奨の強さが変わる
34
価値観と好みの不確実性が低い
あるいは変動性が⼩さい
➡強い推奨
価値観と好みの不確実性が⾼い
あるいは変動性が⼤きい
➡弱い推奨
Andrews JC et al: J Clin Epidemiol. 2013 Jul;66(7):726-35.

35. 強い推奨となる価値観の不確実性の例
35
価値観の不確実性が低い
実証研究から，患者は，重篤な胃腸出⾎よりも，
障害が残る脳卒中を避けることに⾼い価値を置く
ことが⽰されている
Andrews JC et al: J Clin Epidemiol. 2013 Jul;66(7):726-35.

36. 弱い推奨となる価値観の不確実性の例
36
価値観の不確実性が⾼い
再⼿術を必要とする術後出⾎と，術後の重篤であ
るが⾮致死的な肺塞栓を⽐べ，どちらを避けるこ
とに患者が価値を置くかに関する実証研究がない
Andrews JC et al: J Clin Epidemiol. 2013 Jul;66(7):726-35.

37. 強い推奨となる価値観の変動性の例
37
価値観の変動性が⼩さい
リンパ腫を有する若い患者は必ず，化学療法によ
る有害事象を避けるよりも，⽣存期間の延伸に⾼
い価値を置く
Andrews JC et al: J Clin Epidemiol. 2013 Jul;66(7):726-35.

38. 弱い推奨となる価値観の変動性の例
38
価値観の変動性が⼤きい
リンパ腫を有する⾼齢の患者の⼀部は，化学療法
による有害事象を避けるよりも，⽣存期間の延伸
に⾼い価値を置く，⼀⽅で，そうでない⼈もいる
Andrews JC et al: J Clin Epidemiol. 2013 Jul;66(7):726-35.

39. エビデンスが同⼀でも
価値観と好みにより推奨が変わる
Andrews J et al: J Clin Epidemiol. 2013 Jul;66(7):719-25.
アテローム性⾎管疾患に対する
アスピリンとクロピドグレル使⽤に関する推奨
クロピドグレルを推奨
脳卒中の⼩さな予防効果に⾼い価値を置く，⼀
⽅で，薬剤費の最⼩化に低い価値を置く
アスピリンを推奨
⾎管イベントの⼩さな予防効果を得るために要
する，⼤きな薬剤費の削減に⾼い価値を置く

40. 価値観と好みの実証研究例
患者61名，医師63名へのインタビュー調査
40Devereaux PJ et al: BMJ. 2001 Nov 24;323(7323):1218-22

41. ①対照治療の呈⽰ (卓球法)
41
抗凝固剤不使⽤のアウトカム
■脳卒中のリスク...12/100
■出⾎のリスク...3/100
Devereaux PJ et al: BMJ. 2001 Nov 24;323(7323):1218-22

42. ②実験治療の呈⽰1回⽬ (卓球法)
42
抗凝固剤使⽤のアウトカム
■脳卒中のリスク...0/100
■出⾎のリスク...5/100
抗凝固剤不使⽤のアウトカム
■脳卒中のリスク...12/100
■出⾎のリスク...3/100
⽐
較
■使⽤を推奨する➡呈⽰2回⽬へ
■使⽤を推奨しない➡閾値∞
Devereaux PJ et al: BMJ. 2001 Nov 24;323(7323):1218-22

43. ③実験治療の呈⽰2回⽬ (卓球法)
43
抗凝固剤使⽤のアウトカム
■脳卒中のリスク...11/100
■出⾎のリスク...5/100
抗凝固剤不使⽤のアウトカム
■脳卒中のリスク...12/100
■出⾎のリスク...3/100
⽐
較
■使⽤を推奨する➡閾値1%
■使⽤を推奨しない➡呈⽰3回⽬へ
11
Devereaux PJ et al: BMJ. 2001 Nov 24;323(7323):1218-22

44. ④実験治療の呈⽰3回⽬ (卓球法)
44
抗凝固剤使⽤のアウトカム
■脳卒中のリスク...1/100
■出⾎のリスク...5/100
抗凝固剤不使⽤のアウトカム
■脳卒中のリスク...12/100
■出⾎のリスク...3/100
⽐
較
■使⽤を推奨する➡呈⽰4回⽬へ
■使⽤を推奨しない➡閾値11%
1
Devereaux PJ et al: BMJ. 2001 Nov 24;323(7323):1218-22

45. 患者の74%，出⾎リスク2%増の状況で，
脳卒中予防効果1%を受容 (相対リスク0.91)
45Devereaux PJ et al: BMJ. 2001 Nov 24;323(7323):1218-22

46. 効果のバランス

47. 効果のバランスが明確／拮抗により
推奨の強さが変わる
47
望ましい効果と望ましくない
効果の差が⼤きい
➡強い推奨
望ましい効果と望ましくない
効果の差が⼩さい
➡弱い推奨
Andrews JC et al: J Clin Epidemiol. 2013 Jul;66(7):726-35.

48. 強い推奨となる効果のバランス例
48
望ましい効果と望ましくない
効果の差が⼤きい
急性⼼筋梗塞後のアスピリンは，最低限の毒性，
不便と費⽤であり，死亡を減少する
Andrews JC et al: J Clin Epidemiol. 2013 Jul;66(7):726-35.

49. 弱い推奨となる効果のバランス例
49
望ましい効果と望ましくない
効果の差が⼩さい
脳卒中のリスクが中程度の⼼房細動を有する患
者 (CHADS2スコアが1点以上) に対する，抗凝固
薬とアスピリンを⽐較すると，脳卒中予防への
有効性は拮抗する⼀⽅で，出⾎リスクが増加す
る
Andrews JC et al: J Clin Epidemiol. 2013 Jul;66(7):726-35.

50. 効果のバランス評価の２領域
50Andrews JC et al: J Clin Epidemiol. 2013 Jul;66(7):726-35.
望ましい効果と
望ましくない効果の
効果推定値
望ましい効果と
望ましくない効果の
価値観と好み

51. 価値観と好みの観点が不可⽋
51
0
化学療法が悪い化学療法が良い
化学療法による
有害事象発⽣の効果が⼤きい
化学療法による
死亡率減少の効果が⼩さい
Andrews JC et al: J Clin Epidemiol. 2013 Jul;66(7):726-35.
⼤部分の患者は
⼩さな死亡率減少効果を
⼤きな有害事象発⽣効果より
重要視する

52. 資源利⽤

53. 資源利⽤により推奨の強さが変わる
53
介⼊の費⽤が安い
多くの資源が不要
➡強い推奨
介⼊の費⽤が⾼い
多くの資源が必要
➡弱い推奨
Andrews JC et al: J Clin Epidemiol. 2013 Jul;66(7):726-35.

54. 資源利⽤のSoFテーブル
ヘロイン依存へのメサドンとブプレノルフィンの⽐較
54
予想される絶対リスク
(95% 信頼区間)
アウトカム
患者数 (研究数)
メサドン ブプレノルフィン 差 エビデン
スの確信
性
薬剤費
6か⽉ごと
405 (1RCT)
57 mg/⽇
37 AU$/半年
11 mg/⽇
459 AU$/半年
+422 AU$/半年/患者
⊕⊕⊕○
他のコスト (ス
タッフの時間/診
断/設備費)
6か⽉ごと
405 (1RCT)
1378 AU$/半年 1270 AU$/半年 －108 AU$/半年/患者
⊕⊕⊕○
Brunetti M et al: J Clin Epidemiol. 2013 Feb;66(2):140-50.

55. 資源利⽤の重要事項
55Brunetti M et al: J Clin Epidemiol. 2013 Feb;66(2):140-50.
重⼤あるいは重要な資源利⽤に限定して，エ
ビデンスプロファイルに含める
介⼊群と対照群の資源利⽤の相違を⽰す推定
値を求める
資源利⽤は⾃然な単位 (在院⽇数や診療に要し
た時間) で表現する
重⼤あるいは重要な資源利⽤のアウトカムご
とに，エビデンスの確信性を評価する

56. 資源の種類①
保健医療資源
• 介⼊ (薬剤，⼿術など)
• 検査
• 診察
• 救急搬送
• 救急受診
• ⼊院
• 専⾨医への受診
• プライマリケア医への受診
• 在宅医療
⾮保健医療資源
• 住宅の改修
• 特別⾷
• 保健医療施設への移送
• 社会福祉 (職業訓練など)
• 犯罪 (収監など)
56Brunetti M et al: J Clin Epidemiol. 2013 Feb;66(2):140-50.

57. 資源の種類②
患者と家族の資源
• 受診
• ⼊院
• セルフケアの時間
• 家族の時間
⽣産性
• 疾病，治療や介護による
労働時間の損失
57Brunetti M et al: J Clin Epidemiol. 2013 Feb;66(2):140-50.

58. 観点により含める資源が異なる
58
社会全体の観点
• 幅広い観点
• 保健医療資源，⾮保健医療資
源，患者と家族の資源などを
含む
• 患者⾃⼰負担割合に依存しな
い
保健医療制度の観点
• 保健医療制度が負う費⽤の観
点
• 保健医療資源を含むが，⾮保
健医療資源などを含まない
• 患者⾃⼰負担割合に依存する

59. Evidence to Decision (EtD)
Framework

60. エビデンスから推奨を導くための枠組み
EtD Framework
60Alonso-Coello P et al: BMJ. 2016 Jun 28;353:i2016.
疑問の定式化
エビデンスの
評価
結論の導出

61. 疑問の定式化
61
P : 40~49歳の⼥性
I : 2~3年ごとの乳がん検診
C : 定期的な乳がん検診なし
O :
■全死亡 (重⼤)
■乳がんによる死亡 (重⼤)
■乳房切除あるいは乳腺腫瘤摘出 (重要)
■偽陽性 (不必要な⽣検)
■検診の負担
Canadian Task Force on Preventive Health Care et al: CMAJ. 2011 Nov 22;183(17):1991-2001.
https://ietd.epistemonikos.org/#/frameworks/54eba0482b38677807178979/question

62. 疑問の定式化
62
セッティング: ヨーロッパ諸国
観 点 : 厚⽣省の観点
サブグループ:
ハイリスク者，乳がん検診を受けられな
い層
Canadian Task Force on Preventive Health Care et al: CMAJ. 2011 Nov 22;183(17):1991-2001.
https://ietd.epistemonikos.org/#/frameworks/54eba0482b38677807178979/question

63. 総体エビデンスの確信性
63
アウトカム 重要性 エビデンス
の確信性
■全死亡 重⼤ ⊕⊕⊕○
■乳がんによる死亡 重⼤ ⊕⊕⊕○
■乳房切除あるいは乳腺腫瘤摘出 重要 ⊕⊕⊕○
■偽陽性 (不必要な⽣検) ︖ ⊕○○○
■検診の負担 ︖ ⊕⊕⊕⊕
Canadian Task Force on Preventive Health Care et al: CMAJ. 2011 Nov 22;183(17):1991-2001.
https://ietd.epistemonikos.org/#/frameworks/54eba0482b38677807178979/question

64. アウトカム 重要性 エビデンス
の確信性
■全死亡 (重⼤) 重⼤ ⊕⊕⊕○
■乳がんによる死亡 (重⼤) 重⼤ ⊕⊕⊕○
■乳房切除あるいは乳腺腫瘤摘出 重要 ⊕⊕⊕○
■偽陽性 (不必要な⽣検) ︖ ⊕○○○
■検診の負担 ︖ ⊕⊕⊕⊕
総体エビデンスの確信性＝⊕⊕⊕○
64
Canadian Task Force on Preventive Health Care et al: CMAJ. 2011 Nov 22;183(17):1991-2001.
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65. 価値観と好みの不確実性と変動性
65
価値観の不確実性と変動性は不確かである
アウトカムの重要性に関する研究は限られている
Canadian Task Force on Preventive Health Care et al: CMAJ. 2011 Nov 22;183(17):1991-2001.
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⼀般の⼥性は，乳がん検診により乳がんによる死亡
リスクが下がると信じている

66. 望ましい効果
66
予想される絶対リスク
(95% 信頼区間)
アウトカム
患者数 (研究数)
相対リスク
(95% 信頼
区間)
検診なし 検診あり 差 エビデン
スの確信
性
どうなるか
全死亡
11.4年
211270 (2RCT)
RR 0.97
(0.91~1.04)
1.81% 1.76% －5/10000
(－16~+7)
⊕⊕⊕○ 検診は，死亡率を殆
ど下げないあるいは
変わらないだろう
乳がんによる死亡
11.4年
348219 (8RCT)
RR 0.85
(0.75~0.96)
0.32% 0.27％ －5/10000
(－8~－1)
⊕⊕⊕○
検診は，乳がんによ
る死亡を下げるだろ
う
Canadian Task Force on Preventive Health Care et al: CMAJ. 2011 Nov 22;183(17):1991-2001.
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67. 望ましくない効果
67
予想される絶対リスク
(95% 信頼区間)
アウトカム
患者数 (研究数)
相対リスク
(95% 信頼
区間)
検診なし 検診あり 差 エビデン
スの確信
性
どうなるか
乳房切除あるいは
乳腺腫瘤摘出
11.4年
132321 (3RCT)
RR 1.31
(1.22~1.42)
1.63% 2.15% +52/10000
(+36~+70)
⊕⊕⊕○
検診は，不必要な⼿
術を増やす
偽陽性
11.4年
3分の1が1度は偽陽性となり，595名が1度は⽣検
を受け，うち435名が陰性である
⊕○○○
検診の偽陽性により，
多くの⼈が精密検査
を必要とする
検診の負担 検診による⼼理的，経済的，時間的負担
⊕⊕⊕○
検診により，負担を
感じる
Canadian Task Force on Preventive Health Care et al: CMAJ. 2011 Nov 22;183(17):1991-2001.
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68. 資源利⽤
68
国により検診の単価が異なる
ノルウェーの単価は100ユーロ (⼈件費や場所代を含む)
300万⼈に対して，2年に1回の検診をすると，1年あ
たり1億6000万ユーロの費⽤を要する
Canadian Task Force on Preventive Health Care et al: CMAJ. 2011 Nov 22;183(17):1991-2001.
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69. 費⽤対効果
69
3~4年ごとの検診による1QALY延⻑あたりの費⽤は
10万ユーロ (約1200万円)
2年ごとの検診による1QALY延⻑あたりの費⽤は20
万ユーロ (約2500万円)
Canadian Task Force on Preventive Health Care et al: CMAJ. 2011 Nov 22;183(17):1991-2001.
https://ietd.epistemonikos.org/#/frameworks/54eba0482b38677807178979/question

70. 資源利⽤の確信性
70
費⽤や費⽤対効果は，不確実性が⾼い
モデルなどの変動性が⼤きいことに加え，対象とす
る集団が40~49歳に限らない
40~49歳において，検診が費⽤対効果的であること
はありそうにない
Canadian Task Force on Preventive Health Care et al: CMAJ. 2011 Nov 22;183(17):1991-2001.
https://ietd.epistemonikos.org/#/frameworks/54eba0482b38677807178979/question

71. 結論の導出，推奨
71
40~49歳の⼥性に対して，2年ごとに乳がん検診する
ことを推奨しない (弱い推奨; 中等度の確信性)
乳がん検診をする医師は，乳がんのリスクを説明し，
患者の好みを個別に考慮すべきである
Canadian Task Force on Preventive Health Care et al: CMAJ. 2011 Nov 22;183(17):1991-2001.
https://ietd.epistemonikos.org/#/frameworks/54eba0482b38677807178979/question

72. 結論の導出，正当性
72
 検診により全死亡が減少しない，乳がんによる
死亡も僅かにしか減らないことを⽰す中等度の
エビデンスがある
 過剰診断により不必要な⼿術，⽣検や不安を多
くの⼥性が経験する
 検診による望ましくない効果は，望ましい効果
を上回る
Canadian Task Force on Preventive Health Care et al: CMAJ. 2011 Nov 22;183(17):1991-2001.
https://ietd.epistemonikos.org/#/frameworks/54eba0482b38677807178979/question

73. ガイドラインにより推奨が異なる
73Oeffinger KC et al: JAMA. 2015 Oct 20;314(15):1599-614.

74. 推薦⽂献
74