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Uploaded byYasuyuki Okumura
エビデンスの統合から推奨の作成
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
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エビデンスの統合から推奨の作成
- 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
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- 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 etal: 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 etal: 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 etal: 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 (riskratio) ◎ ◎ △ ◎ 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 etal: 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 etal: 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 etal: 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 etal: 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 deviationunits (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 unitsof 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 relativeand 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 differenceunits 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
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- 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 Jet 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-CoelloP 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 etal: 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 JCet al: J Clin Epidemiol. 2013 Jul;66(7):726-35.
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- 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 etal: 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 etal: 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 GHet 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.
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- 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 etal: 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 etal: 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 etal: 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 etal: 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 etal: 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 etal: 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 etal: 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 PJet 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 PJet al: BMJ. 2001 Nov 24;323(7323):1218-22
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- 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 PJet al: BMJ. 2001 Nov 24;323(7323):1218-22
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- 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 etal: 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 etal: 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 AndrewsJC 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 etal: 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 etal: 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
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- 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 etal: 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 etal: 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 Pet 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. https://ietd.epistemonikos.org/#/frameworks/54eba0482b38677807178979/question
- 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 Forceon Preventive Health Care et al: CMAJ. 2011 Nov 22;183(17):1991-2001. https://ietd.epistemonikos.org/#/frameworks/54eba0482b38677807178979/question 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. https://ietd.epistemonikos.org/#/frameworks/54eba0482b38677807178979/question
- 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. https://ietd.epistemonikos.org/#/frameworks/54eba0482b38677807178979/question
- 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 TaskForce on Preventive Health Care et al: CMAJ. 2011 Nov 22;183(17):1991-2001. https://ietd.epistemonikos.org/#/frameworks/54eba0482b38677807178979/question
- 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) CanadianTask 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 Forceon 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 CanadianTask 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 etal: JAMA. 2015 Oct 20;314(15):1599-614.
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