病院機能評価の現状と展望

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あやかわくや
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ステップ 1: 個別研究の評価メタアナリシスステップ 2: エビデンス総体の評価 1 2 文献検索データベース < 必須 > PubMed/MEDLINE

1 Minds 診療ガイドライン作成マニュアル ver.1.1 pp.69~144 アウトラインエビデンスの評価と統合 ( 収集メタアナリシス含む ) Mindsガイドランセンターエビデンス収集文献選定エビデンス評価ステップ 1: 個別研究の評価メタアナリシスステップ 2: エビデンス総体の評価 1 2 文献検索データベース < 必須 > PubMed/MEDLINE エビデンス収集 The Cochrane Library 医中誌 Web 要契約

Problem, Population) I (Interventions)/C (Comparisons, Controls) のリスト http://www.embase.

2 クリニカルクエスチョンの設定スコープで取り上げた重要臨床課題 (Key Clinical Issue) 性別年齢疾患病態地理的要件その他 CQ の構成要素 P (Patients, Problem, Population) I (Interventions)/C (Comparisons, Controls) のリスト O1 O2 O3 O4 O5 O6 O7 O8 O9 O10 O (Outcomes) のリスト Outcomeの内容益か害か重要度採用可否作成したCQ 文献検索戦略の策定実施改良検索者 2 名が独立に検索する例 ) 図書館司書など医学文献検索専門家 1 名と GL 作成委員 1 名キーワードシソーラス (MeSH など ) を組み合わせた最適な検索式を作成する PICO の P,I を用いて臨床研究システマティックレビュー (SR) を検索する共同作業あらかじめ決めた選択基準を参照しながら検索式を改良し網羅的な文献収集を行う

3 検索式の記録各データベース毎に検索式検索期間検索日は記録しておく文献検索以外にどのような情報収集を行ったのかも記録しておく例 ) 検索文献の引用文献教科書の参照などデータベース検索結果タイトル急性虫垂炎診療ガイドライン CQ ( 実習で CQ を設定するため削除しています ) データベース PubMed 日付検索者 TM/FK 検索式文献数 1 appendicitis[tw] "Anti-Bacterial Agents"[Mesh] OR "Anti-Bacterial Agents" [Pharmacological Action] OR antibiotics[tw] 3 surgery[tw] OR appendectomy[tw] #1 AND #2 AND # #4 AND ("Clinical Trial"[PT] OR randomized[tiab] OR 304 placebo[tiab] OR "Clinical Trials as Topic"[Mesh: noexp] OR randomly[tiab] OR trial[ti] OR "Comparative Study"[PT]) NOT (Animals[MH] NOT Humans[MH]) 6 #5 AND (English[LA] OR Japanese[LA]) 文献採択基準 < 選択基準の例 > - 主要アウトカムの定義が明確でリスク比が数値化されているもの - 研究デザインは RCT に限るなど < 除外基準の例 > - 特定の年齢集団を対象にしたもの - 追跡期間が短いもの -Letter, 解説など文献選定スクリーニング一次スクリーニング原則として作成委員 2 名が独立して一次スクリーニングを行う一次スクリーニングではタイトルアブストラクトから PICO とは明らかに合っていないものを除外する判断できないものは残すここではフルテキストは参照しない 2 名の結果を照合し二次スクリーニング用データセットを作成し文献を収集する 4-2 文献検索フローチャート PRISMA 声明を改変 NGC NICE PubMed Cochrane 医中誌 EMBASE WHO PsycINFO CINAHL Others( 256 b c ) 二次スクリーニング原則として作成委員 2 名が独立して二次スクリーニングを行うフルテキストを入手して選択基準に合った論文を選び 2 名の結果を照合する意見が異なる場合は第 3 者の意見を取り入れ採用論文を決定する採用論文不採用論文はハーバード方式など文献コードにより一元管理する例 )Smith J 2013 Total records identified through Additional records identified through database searching (n = 256+b+ ) other sources (n = d ) c Records screened (1st Screening) Records excluded (n = 256 ) (n = 251 )

4 4-4 引用文献リスト Vons C 2011 Vons C, Barry C, Maitre S, Pautrat K, Leconte M, Costaglioli B, Karoui M, Alves A, Dousset B, Valleur P, Falissard B, Franco D: Amoxicillin plus clavulanic acid versus appendicectomy for treatment of acute uncomplicated appendicitis: an open-label, non-inferiority, randomised controlled trial. Lancet 2011;377: PMID: Full-text articles assessed for eligibility Full-text articles excluded, (2nd Screening) (n = 5 ) 取り下げられた論文のため (n = 1 ) Studies included in qualitative synthesis (n = 4 ) 採用論文 Hannsson J 2009 Styrud J 2006 Eriksson S 1995 Hansson J, Körner U, Khorram-Manesh A, Solberg A, Lundholm K: Randomized clinical trial of antibiotic therapy versus appendicectomy as primary treatment of acute appendicitis in unselected patients. Br J Surg 2009;96: PMID: Styrud J, Eriksson S, Nilsson I, Ahlberg G, Haapaniemi S, Neovius G, Rex L, Badume I, Granström L: Appendectomy versus antibiotic treatment in acute appendicitis. a prospective multicenter randomized controlled trial. World J Surg 2006;30: PMID: Eriksson S, Granström L: Randomized controlled trial of appendicectomy versus antibiotic therapy for acute appendicitis. Br J Surg 1995;82: PMID: Studies included in quantitative synthesis (meta-analysis) (n = 4 ) 不採用論文 Malik AA 2009 Malik AA, Bari SU: Conservative management of acute appendicitis. J Gastrointest Surg 2009;13: PMID: その他の引用論文二次スクリーニング後の一覧表研究デザイ文献 P I C O 除外コメントン Vons C 2011 RCT 腹部 CTスキャンで診断アモキシシリン+クラブロン McBurney 主要アウトカムは治療後 30 日以非劣性試験としてデザインされた合併症 ( 腹膜炎酸 3g/ 日 ( 体重 90Kg 以上は切開また内の腹膜炎で手術またはCTスされている膿瘍穿孔 ) のない18 4g) を2 日静脈あるいは経は腹腔鏡キャンで診断副次アウトカムは歳以上の急性虫垂炎口投与し48 時間以内に改か切除術疼痛 VASスコア4 以上の日数入患者フランスの6つの善が無い場合は手術例院日数 1 年以内の腹膜炎以外大学病院を受診した患例の合併症抗菌薬治療後の虫垂者炎の再発 Hansson J RCT 臨床症状臨床検査でセフォタキシム1g/ 日 +メト開腹また主要アウトカムは治療効果と重抗菌薬群に割り付けられた 2009 診断一部は腹部 CTスロニダゾール1.5g/ 日のIV は腹腔鏡要な合併症抗菌薬群の治療効例の多くが患者の希望またキャン超音波検査が投与を少なくとも1 日臨床下切除術果は1 年間の経過観察中手術をは外科医の判断で手術を行われた18 歳以上の症状が改善したら経口でシ 167 例必要としない改善で判定手術受けている (202 例中 96 例 ) 急性虫垂炎患者スプロフロキサイン1g/ 日 +メ例は手術時の虫垂炎の診断確また手術に割り付けられウェーデンイエテボリトロニダゾール1.2g/ 日を全定または別の適切な手術適応た例の一部が抗菌薬投与大学病院と関連病院を体で10 日間 202 例重要な合併症は再手術膿瘍形を受けている (167 例中 13 受診した患者壊疽成腸閉塞創の破裂ヘルニ例 ) したがって RCTとして膿瘍形成腹膜炎などア麻酔関連重大なあるいは心デザインされているが準の例も含まれている臓の問題副次アウトカムとして RCTとして取り扱うべきメ入院期間腹痛などタアナリシスの感度分析で除外対象とする Styrud J 2006 RCT 18 歳から50 歳までの男セフォタキシム2g/ 日 +チ開腹また 1,6 週と1 年後に評価疾患によ虫垂穿孔は5% で発生性の成人急性虫垂炎ニダゾール0.8g/ 日 IVで2 日は腹腔鏡り休んだ日数疼痛の程度合患者 6 施設が参加虫間 24 時間で改善が無い場下切除術併症抗菌薬群で再発例は手術垂穿孔 CRPが10mg 合は手術 3 日目からは経 (8 例のみ ) を受けた /dl 以下抗菌薬アレル口でオフロキサシン400m 124 例ギーおより参加を望 g/ 日 +チニダゾール1g/ 日まなかった患者は除外を10 日間投与 128 例エビデンス評価 Eriksson S RCT 歳の成人急性セフォタキシム2g/ 日 +チ開腹によ CRP 体温白血球数疼痛の虫垂炎患者 ( 男性 27 ニダゾール0.8g/ 日 IVで2 日る虫垂切時間モルヒネ投与回数抗菌女性 13) 壊疽性穿孔間 24 時間で腹痛が増悪除 20 例薬投与の回数入院期間創部性の虫垂炎が含まれる腹膜炎を合併した場合は感染虫垂炎の再発診断には腹部超音波手術 3 日目からは経口で検査も用いられているオフロキサシン400mg/ 日 +チニダゾール1g/ 日を8 日間投与 20 例手術群の虫垂炎の診断精度は85% エビデンスの強さの評価法と判定方法 1. 臨床の疑問に対しアウトカムを列挙し重大重要なアウトカムを採用 2. 採用された一つ一つのアウトカムに対し以下の作業を行う 3. 研究デザインによる分類で (RCT 群観察研究群としてまとめる ) 4. RCTに対するエビデンスの強さの評価エビデンスの強さの評価を下げる項目 (1) バイアスのリスク (risk of bias 9 要素 ) 各論文に対して (2) 非直接性 (indirectness) 評価 :step1 (3) 非一貫性 (inconsistency) (4) 不精確 (imprecision) (5) 出版バイアス (publication bias) 5. 観察研究に対するエビデンスの強さの評価エビデンスの強さの評価を上げる項目 (1) 効果が大きい (large effect) (2) 用量 - 反応勾配あり (dose-dependent gradient) 全論文に対して 5 項目評価 :step2 (3) 可能性のある交絡因子が提示された効果を減弱させている (plausible confounder) 6. 判定 : (1) 一つ一つのアウトカムに対して関係論文内容を評価集約しエビデンスの総体として A 強 B 中 C 弱 D 非常に弱に分類する (2) 次に CQ に対する全体のエビデンスレベルをエビデンス総体の総括として一つ決定する益と害の大きさとバランスに対する確実性を評価する 23 ステップ 1: 個別研究の評価 24 4

4-5 評価シート介入研究診療ガイドライン ( 記載を例を削除しています ) 対象成人の急性虫垂炎介入抗菌薬投与対照虫垂切除術 * 各項目の評価は " 高 (-2)" " 中 / 疑い (-1)" " 低 (0)" の3 段階まとめは " 高 (-2)" " 中 (-1)" " 低 (0)" の3 段階でエビデンス総体に反映させる各アウトカムごとに別紙にまとめるドメイン

不完ウトカ試験対象介入対照群分群分 (%) 群分群分 (%) 指標信頼区間ンルメ化化バイめカムめ ( 種化全報ム報中止母子母子 ( 値 ) ントアス類 ) 告告 Vons C 2011 実行バイアス 2 割り付けの隠蔽 ( コンシールメント ) 3 参加者と医療提供者の盲検化 Hansson J RCT -2-1 -2-1 0-2 0 0 0-2 -2-1 0 0-2 167 142 85.

5 4-5 評価シート介入研究診療ガイドライン ( 記載を例を削除しています ) 対象成人の急性虫垂炎介入抗菌薬投与対照虫垂切除術 * 各項目の評価は " 高 (-2)" " 中 / 疑い (-1)" " 低 (0)" の3 段階まとめは " 高 (-2)" " 中 (-1)" " 低 (0)" の3 段階でエビデンス総体に反映させる各アウトカムごとに別紙にまとめるドメインバイアスリスクのドメインと項目評価項目アウトカム 1 年以内の再発を伴わない治癒選択バイアス 1 ランダム配列の生成個別研究バイアスリスク * 実行検出選択バイア症例減少ババイバイその他非直接性 * リスク人数 ( アウトカム率 ) スイアスアスアスアウト選択コンその効果ランカム的ア早期対照対照介入介入効果研究デザイシー盲検盲検他のまとアウトまと指標研究コードダム ITT 不完ウトカ試験対象介入対照群分群分 (%) 群分群分 (%) 指標信頼区間ンルメ化化バイめカムめ ( 種化全報ム報中止母子母子 ( 値 ) ントアス類 ) 告告 Vons C 2011 実行バイアス 2 割り付けの隠蔽 ( コンシールメント ) 3 参加者と医療提供者の盲検化 Hansson J RCT RR ~ Styrud J 2006 Eriksson S RCT RR ~ 検出バイアス 4 アウトカム測定者の盲検化コメント ( 該当するセルに記入 ) Vons C 2011 Hansson J RCTとしてデ誕生抗菌 2009 ザインされて日の薬にいるが割日付割り Styrud J 2006 Eriksson S 詳細 1 施設 1995 の記での載な研究 ITT 解 1 年目析とで介 Per 入群割付穿孔シプロ標準主要合併介入 I: 後抗膿瘍フロキ的外アウト症を群割 97/20 菌薬形成サイン科手カム伴う例付の 2(48.0 COIの診断合併術後 6 記載精度症を日でなしが低伴う例創部 ITT 解析では治 1 例が虫垂穿孔症例減少バイアス 5ITT 解析 6 不完全アウトカムデータその他のバイアス 7 選択的アウトカム報告 8 早期試験中止 9 その他のバイアスの可能性 : 交差試験のキャリーオーバー COI によるバイアスその他選択バイアス選択バイアスランダム化研究対象の選択の偏りにより生じるバイアス特に比較される群の研究対象が介入や危険因子への曝露以外ので異なることによってアウトカムが影響を受けるバイアスランダム系列生成 : 患者の割付がランダム化されているかさらにランダム化の方法が乱数表やコンピューターランダム化など適正なものかについて詳細に記載されているかを検討する選択バイアスコンシールメント実行バイアス割り付けの隠蔽 ( コンシールメント ): 患者を組み入れる担当者に組み入れる患者の隠蔽化がなされているかを検討する介入現場での割付ではなく登録センターや中央化などの方法が有用である 29 比較される群で介入ケアの実行に系統的な差がある場合に生じるバイアス RCT で割り付けが分かってしまい医療提供者がケアを変えてしまうあるいは患者が他の治療を受けてしまうなどによってアウトカムに差が出る 30 5

6 実行バイアス盲検化検出バイアス介入群か非介入群かあるいはどの介入が行われているのかを患者からわからなくする ( 単盲検 ) ことに加えて医療提供者にもわからなくしているか ( 二重盲検 ) を評価する患者のプラセボ効果や医療提供者のバイアスを排除することを目的とする 31 比較される群でアウトカム測定に系統的な差がある場合に生じるバイアス ( 例 : ランダム化比較試験で測定者が割り付けを知ってしまい新しい治療法に有利な測定結果を出してしまう ) 32 検出バイアス盲検化症例減少バイアスアウトカム測定者が盲検化されているかどうかを評価する比較される群で解析対象となる症例の減少に系統的な差がある場合に生じるバイアス減少した分の症例はアウトカムが不明であると考えられるので不完全アウトカムデータとしてとらえられる症例減少バイアス ITT 症例減少バイアス不完全アウトカムデータ治療企図解析 (Intention-to-treat analysis, ITT analysis) を行っているかどうかを評価する ( 脱落例を無効例として扱うことによりランダム割付が保たれる ) それぞれのアウトカムに対するデータが完全に報告されているか ( 解析における採用および除外データを含めて ) アウトカムのデータが不完全なため症例を除外していないかを評価する

その他その他のバイアスの可能性その他選択的アウトカム報告測定された複数のアウトカムの内一部しか報告されていない場合効果の大きい都合のいい結果だけが報告されるという報告バイアスを生じる可能性がある

Adaptive study design でないにも関わらず当初計画されたサンプルサイズを満たす前に効果が証明されたとして中止された臨床試験の場合効果が過大評価されるバイアスが生じる可能性がある

中 / 疑い (-1) 低リスク (0) の 3 段階で評価するその判断は評価者の知識経験専門領域などの影響を受けるため評価者によって異なる判定がなされることがありうるできるだけ 2 名の評価者により実施し

= とても深刻なリスク (-2) 研究ごとに介入ごとにアウトカムごとに各項目の重み付けは異なる可能性がある単なる加算や一様な重みづけによる加算は採用すべきでない 41 非直接性従来の外的妥当性 (external

7 その他その他のバイアスの可能性その他選択的アウトカム報告測定された複数のアウトカムの内一部しか報告されていない場合効果の大きい都合のいい結果だけが報告されるという報告バイアスを生じる可能性がある登録された研究プロトコール ( 研究計画書 ) に記載されたアウトカムがすべて報告されているかどうかを評価するその他早期試験中止中間解析が計画されたデザインでないにもかかわらずあるいは適切に計画された Adaptive study design でないにも関わらず当初計画されたサンプルサイズを満たす前に効果が証明されたとして中止された臨床試験の場合効果が過大評価されるバイアスが生じる可能性があるあらかじめ多段階の試験が計画されたかどうかを評価する Obrien-Flemming 法ベイジアン解析などの方法が採用されているかどうか評価する 39 バイアスリスク判定方法評価者の判断によって高リスク (-2) 中 / 疑い (-1) 低リスク (0) の 3 段階で評価するその判断は評価者の知識経験専門領域などの影響を受けるため評価者によって異なる判定がなされることがありうるできるだけ 2 名の評価者により実施し判定が異なる場合には意見を調整し統一する 40 バイアスリスクまとめの判定ほとんどが 0 まとめ低 = リスクなし (0) 3 種が混じるまとめ中 = 深刻なリスク (-1) ほとんどが -2 まとめ高 = とても深刻なリスク (-2) 研究ごとに介入ごとにアウトカムごとに各項目の重み付けは異なる可能性がある単なる加算や一様な重みづけによる加算は採用すべきでない 41 非直接性従来の外的妥当性 (external validity) 一般化可能性 generalizability 適用可能性 applicability と同じ概念であり研究から得られた結果が現在考えている CQ や臨床状況集団条件へ適応しうる程度を示すが CQ の側から研究を見る視で評価する 42 7

8 非直接性対象 P 非直接性介入 I 研究対象集団の違い年齢性別構成病期重症度併存症人種セッティング他 CQ の P とこれらの属性がどれくらい異なるか介入の違い用量投与方法投与期間薬剤機器手技他 CQ の I とこれらの属性がどれくらい異なるか非直接性対照 C 非直接性アウトカム O 比較対照の違い介入と比較される対照プラセボか他の介入か CQ の C とどれくらい異なるかアウトカム測定の違いアウトカムの種類測定方法代理アウトカムかどうか CQ の O とどれくらい異なるか非直接性まとめの判定ほとんどが 0 まとめ低 = 非直接性なし (0) 3 種が混じるまとめ中 = 深刻な非直接性 (-1) ほとんどが -2 まとめ高 = とても深刻な非直接性 (-2) メタアナリシス : 定量的システマティックレビュー

小さな群のデータから全体の平均値を求めるには? 住民の平均体重と分布は? 推定個人個人の体重は不明で人数と平均値が分かっている場合平均体重 68Kg (5 名 ) 研究 1の効果指標分散の逆数 ( 分散と人数は反比例!) 平均体重が 70Kg (10 名 ) 研究 2の効果指標分散の逆数全員の平均体重は (68 5 + 70 10)/(5 + 10)=69.

jstatsoft.org/v36/i03/paper) Cochrane Collaboration RevMan (http://ims.cochrane.org/revman/) WinBUGS for Bayesian analyses. (http://www.mrcbsu.cam.ac.uk/bugs/winbugs/contents.shtml ) MIX 2.

htm ) 50 各研究の効果指標値と信頼区間メタアナリシスの結果を示す Forest plot 統合値とその信頼区間 = 平均値ばラらンつダくムこ効と果がモ前デ各研究間のばらつき提ルでは各研究の値は Funnel Plot で報告バイアス ( 出版バイアス ) の可能性を見る SND (Standard Normal Deviate) = Odds ratio/se; Precision

9 小さな群のデータから全体の平均値を求めるには? 住民の平均体重と分布は? 推定個人個人の体重は不明で人数と平均値が分かっている場合平均体重 68Kg (5 名 ) 研究 1の効果指標分散の逆数 ( 分散と人数は反比例!) 平均体重が 70Kg (10 名 ) 研究 2の効果指標分散の逆数全員の平均体重は ( )/(5 + 10)=69.3 研究 1の効果指標分散の逆数 + 研究 2の効果指標分散の逆数効果指標の統合値 = 研究 1の分散の逆数 + 研究 2の分散の逆数 49 メタアナリシスのソフトウェア Viechtbauer :Conducting Meta-Analyses in R with the metafor Package. J Stat Software 2010;36:1-48. ( Cochrane Collaboration RevMan ( WinBUGS for Bayesian analyses. ( ) MIX 2.0 ( ) OpenMeta[Analyst] ( ) Meta-Stat ( ) 50 各研究の効果指標値と信頼区間メタアナリシスの結果を示す Forest plot 統合値とその信頼区間 = 平均値ばラらンつダくムこ効と果がモ前デ各研究間のばらつき提ルでは各研究の値は Funnel Plot で報告バイアス ( 出版バイアス ) の可能性を見る SND (Standard Normal Deviate) = Odds ratio/se; Precision = 1/SE SND = a + b*precision linear regression P<0.1, a with 90% CI Higgins JPT, et al: J R Statist Soc A 2009;172: Egger M, et al: Bias in meta-analysis detected by a simple, graphical method. BMJ 1997;315: 研究間の臨床的異質性のアセスメント法統計学的な異質性の評価 (Q 統計値 I 2 値 ) では測定困難 * したがってバイアスリスク報告バイアス ( 出版バイアス ) 非一貫性などの定性的評価と合わせてメタアナリシスの結果を評価する理論的にはバイアスの合計がプラスかマイナスかによって効果指標の値が上下するとともに信頼区間も大きくなる *Gagnier JJ, et al: Investigating clinical heterogeneity in systematic reviews: a methodologic review of guidance in the literature. BMC Medical Research Methodology 2012;12:111 doi: / リスク比オッズ比率差などの場合 : ハザード比などの場合 : データの抽出連続変数の場合の平均値差などの場合 : 論文中に記載されている効果指標の値を抽出する必要な値が記載されていない場合は自分で計算が必要な場合もあるその効果指標の算出された対象者数 ( リスク人数 ) を抽出する 2 名で実行する

CQ 評価シートのデータからメタアナリシス用のデータを準備する実習の都合上一部マスクしています nc cpos tc tpos 対 + 対照例照群数群総ア症ウ例ト数カム介 + 介入例入群数群総ア症ウ例ト数カムプロット用ラベル 55 実習の都合上一部マスクしています 56

採用された一つ一つのアウトカムに対し以下の作業を行う 3. 研究デザインによる分類で (RCT 群観察研究群としてまとめる ) 4.

(4) 不精確 (imprecision) (5) 出版バイアス (publication bias) 5.

10 CQ 評価シートのデータからメタアナリシス用のデータを準備する実習の都合上一部マスクしています nc cpos tc tpos 対 + 対照例照群数群総ア症ウ例ト数カム介 + 介入例入群数群総ア症ウ例ト数カムプロット用ラベル 55 実習の都合上一部マスクしています 56 実習の都合上一部マスクしています 57 実習の都合上一部マスクしています 58 エビデンスの強さの評価法と判定方法ステップ 2: エビデンス総体の評価 1. 臨床の疑問に対しアウトカムを列挙し重大重要なアウトカムを採用 2. 採用された一つ一つのアウトカムに対し以下の作業を行う 3. 研究デザインによる分類で (RCT 群観察研究群としてまとめる ) 4. RCT に対するエビデンスの強さの評価エビデンスの強さの評価を下げる項目 (1) バイアスのリスク (risk of bias 9 要素 ) 評価のまとめの総合評価 (2) 非直接性 (indirectness) 評価のまとめの総合評価 (3) 非一貫性 (inconsistency) (4) 不精確 (imprecision) (5) 出版バイアス (publication bias) 5. 観察研究に対するエビデンスの強さの評価エビデンスの強さの評価を上げる項目 (1) 効果が大きい (large effect) (2) 用量 - 反応勾配あり (dose-dependent gradient) 全論文に対して 5 項目評価 :step2 (3) 可能性のある交絡因子が提示された効果を減弱させている (plausible confounder) 6. 判定 : (1) 一つ一つのアウトカムに対して関係論文内容を評価集約しエビデンスの総体として A 強 B 中 C 弱 D 非常に弱に分類する (2) 次に CQ に対する全体のエビデンスレベルをエビデンス総体の総括として一つ決定する益と害の大きさとバランスに対する確実性を評価する

11 エビデンスの強さの評価を下げる項目 (1) エビデンスの強さの評価を下げる項目 (2-3) (1) バイアスリスク (risk of bias): 複数研究のまとめの総合評価 (2) 非直接性 (indirectness): 複数研究のまとめの総合評価アウトカム 1 年以内の再発を伴わない治癒アウトカム 1 年以内の再発を伴わない治癒個別研究バイアスリスク * 実行検出選択バイア症例減少ババイバイその他スイアスアスアスアウト選択コンそのランカム的ア早期研究デザイシー盲検盲検他のまと研究コードダム ITT 不完ウトカ試験ンルメ化化バイめ化全報ム報中止ントアス告告非直接性 * アウトまと対象介入対照カムめ個別研究研究コード Vons C 2011 Hansson J 2009 Styrud J 2006 Eriksson S 1995 研究デザイン選択バイアスランダム化コンシールメントバイアスリスク * 実行バイアス盲検化検出バイアス盲検化症例減少バイアス ITT アウトカム不完全報告選択的アウトカム報告その他早期試験中止その他のバイアスまとめ非直接性 * 対象介入対照アウトカム RCT RCT まとめ P I C O Vons C 2011 Hansson J 2009 Styrud J 2006 Eriksson S 1995 RCT RCT (3) 非一貫性 (inconsistency): 複数の研究の総合評価アウトカムに関連して抽出された全て ( 複数 ) の研究をみると報告によって治療効果の推定値が大きく異なる ( すなわち, 結果に異質性 (heterogeneity) またはばらつきが存在する ) ことを指し, 根本的な治療効果に真の差異が存在することを意味するエビデンスの強さの評価を下げる項目 (4-5) (4) 不精確 (imprecision): 複数の研究の総合評価サンプルサイズやイベント数が少なくそのために効果推定値を取りまく信頼区間が幅広いプロトコールに示された予定症例数が達成されてることが必要 (5) 出版バイアス (publication bias); 報告バイアス (reporting bias): 複数の研究の総合評価研究が選択的に出版されることによって根底にある有益または有害な効果が系統的に過小評価または過大評価されることをいうエビデンスの強さの評価を上げる項目観察研究の場合はエビデンスの強さは弱 C から評価を開始するしかし稀ながら, 研究結果によっては観察研究 (2 件以上 ) のエビデンスの強さの評価を中 B あるいは強 A に上げることもある (1) 効果が大きい (large effect) 大きい (large) RR >2 または < 0.5 非常に大きい (very large) RR >5 または < 0.2 ( 例 ) 介入 ( 治療 ) を行うとほとんど救命され行わないとほとんど死亡する (2) 用量 - 反応勾配あり (dose-dependent gradient) ( 例 ) もっと多くの量 ( 回数投与法 ) を投与すれば有意差が出ていただろう (3) 可能性のある交絡因子が提示された効果を減弱させている (plausible confounder) 作業方向 Evidence の評価 Study design Rate-Down と Rate-Up Strength エビデンス総体の評価 4-7 評価シートエビデンス総体 RCT, systematic review, meta-analysis = 強複数の良質な観察研究 (cohort study case control study = 弱 Rate-Down 1 バイアスリスク (-1, -2) 2 結果の非一貫性 (-1, -2) 3PICO の非直接性 (-1, -2) 4 結果が不精確 (-1, -2) 5 出版バイアス (-1, -2) Rate-Up 1 関連性 ( 効果の大きさ ) (+1, +2) 2 交絡因子のために効果が減少 (+1) 3 用量反応勾配 (+1) 強中弱 (A) (B) (C) 診療ガイドライン対象エビデンスの強さはRCTは " 強 (A)" からスタート観察研究は弱 (C) からスタート * 各ドメインは " 高 (-2)" " 中 / 疑い (-1)" " 低 (0)" の3 段階介入 ** エビデンスの強さは " 強 (A)" " 中 (B)" " 弱 (C)" " 非常に弱 (D)" の4 段階対照 *** 重要性はアウトカムの重要性 (1~9) リスク人数 ( アウトカム率 ) エビデンス総体その研究上昇バイ他 ( 出効果効果デザ非一非直要因対照対照介入介入エビデアス不精版バ指標指標重要性アウトカムイン / 貫性接性 ( 観察群分群分 (%) 群分群分 (%) 信頼区間ンスのコメントリスク確 * イア ( 種統合 *** 研究 * * 研母子母子強さ ** * スな類 ) 値数究 )* ど )* case series, case study = 非常に弱原則としてレベルは上げない非常に弱 (D)

12 4 つのエビデンスの強さの意味するところ強さのレベル強中定義効果の推定値を強く確信できる効果の推定値に中程度の確信がある : 真の効果は効果の効果推定値におおよそ近いがそれが実質的に異なる可能性もあるエビデンス総体の総括 CQ に対する全体のエビデンスレベルをエビデンス総体の総括として一つ決定する益と害の大きさとバランスに対する確実性を評価する弱効果の推定値に対する信頼は限定的である真の効果は効果の推定値と実質的に異なるかもしれない非常に弱我々は効果推定値がほとんど信頼できない : 真の効果は効果の推定値と実質的におおよそ異なりそうである推奨の決定へと進む実習エビデンスの評価と統合対象論文を評価し結果を踏まえてエビデンス総体を評価すること 1. 個人で論文評価 2. グループディスカッション 3. 個々の論文評価のまとめ 4. 個人でエビデンス総体評価 5. グループディスカッション 6. エビデンス総体のまとめ 7. 発表講評 69 12

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Minds_8テンプレート集.indd *: 診療ガイドラインは, スコープ,SR レポートとあわせて公開される本テンプレート集に掲載してある空テンプレートのエクセル版およびワード版は Minds でも公開されます http://minds.jcqhc.or.jp/guide/pages/guidetophome.aspx 各テンプレートの大きさは必要に応じて変更可能ですテンプレート集 2 1 O タイムスケジュール作成目的の明確化