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title: 口腔白板症のSRを読んでみよう・概要欄を見てね
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author: [MXE05064](https://docswell.com/user/MXE05064)
site: [Docswell](https://www.docswell.com/)
thumbnail: https://bcdn.docswell.com/page/L7LMR24PJR.jpg?width=480
description: このスライドはAI任せで作成のため、信じないでね。今から実際に読んでみて、間違いや、ポイントなどあれば、記載予定。 動画：https://youtu.be/a9XmgN8f-TU 論文：https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/39290142/
published: July 17, 26
canonical: https://docswell.com/s/MXE05064/KPRLP2-2026-07-17-034030
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# Page. 1

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/L7LMR24PJR.jpg)

CRITICAL APPRAISAL
口腔白板症の再発を扱った
システマティックレビューをどう読むか
単群再発割合・HOL/NHOL・NMA・GRADE・AMSTAR 2を統計学的に検証する
Bhattarai et al., Journal of Dental Research 2024
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519
1


# Page. 2

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/4EMYR8K2EW.jpg)

目的
この論文について答える3つの問い
1 統計学
2 SRとしての信頼性
3 二次利用
各治療の再発割合を並べるだけで、
治療効果を比較できるのか。HOLと
NHOLのRRは正しく計算されているの
か。
検索、リスク・オブ・バイアス、統
合方法、GRADEを含め、レビュー結
果をどこまで信頼できるのか。
SRのレビューや診療ガイドラインに
使えるのか。原著研究へ戻るために
は、どう利用するのが最善か。
2


# Page. 3

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結論を先に
結論：地図として有用、比較効果としては不十分
○
△
×
80研究の所在、治療法、再発デー
タを把握する出発点
単群の再発割合は記述的な参考値
として限定利用
治療順位・HOL/NHOL統合・NMA順
位をそのまま推奨根拠にしない
最適な使い方
このSRをseed reviewとして原著へ戻り、独立検索・再抽出・再解析・GRADEを行う。
3


# Page. 4

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論文概要
80研究をまとめた大規模レビュー
80
7,614
22%
研究
病変／samples
全体の統合再発割
合
観察研究68、RCT 12
単群研究61、多群研究19
追跡期間1～120か月
10種類の治療法を分類
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519
4


# Page. 5

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設計
1本の論文に4つの異なる研究疑問が混在
絶対リスク
治療後に何%再発するか
単群割合
治療効果
どの治療が再発を減らすか
比較研究・NMA
予後因子
NHOL、年齢、性別は再発と関連するか
RR・メタ回帰
転帰関連
再発例は悪性転化が多いか
未調整RR
5


# Page. 6

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統計学の出発点
最初に決めるのは“何を推定したいか”
記述
手術後の患者で、一定期間内に何％再発するか
12か月再発リスク
治療効果
同じ条件なら、治療Aは治療Bより再発を減らすか
12か月RD／RR、HR
予後因子
治療後、NHOLはHOLより再発しやすいか
調整RR／HR
悪性転化
再発後に悪性転化リスクが変化するか
時間依存HR
重要
対象・比較・時点が違えば、同じ“再発”でも別の推定対象である。
6


# Page. 7

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問いの定義
PICOだけでなく“時点”と“解析単位”が必要
P
I/C
O
T
U
どの患者・病変か
何と何を比べるか
再発をどう定義する
か
いつまでに評価する
か
解析単位は何か
HOL/NHOL、異形成、部
位
レーザー vs メス
同一部位の再出現
12・24・60か月
患者、病変、治療部位
本論文で不足する点
追跡時点Tと解析単位Uが研究間で統一されず、単純な割合として統合されている。
7


# Page. 8

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/VEPKR4ZW78.jpg)

検索
検索フローは明瞭だが、検索式は狭い
長所
4データベース、PROSPERO登録、2名による選択、
PRISMAフローを提示。
重要な弱点
検索の中核が oral AND leukoplakia AND recurrence。
recurrenceを明記しない治療研究を落とし得る。英語限定
、レジストリ・灰色文献検索も不十分。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Fig.1 / Supplement Methods
8


# Page. 9

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/27VVRXW97Q.jpg)

検索の初心者向け解説
検索語にrecurrenceを必須にすると何が起こるか
拾いやすい論文
漏れ得る論文
タイトル・抄録にrecurrenceを明記した研究
例：再発を主要目的として報告
治療成績、局所制御、悪性転化を主題とし、再発は
本文表だけに記載した研究
検索結果に入る確率が“結果の書き方”に依存する
統計的な帰結
再発を強調した研究が選ばれ、統合再発割合や出版バイアス評価が歪む可能性がある。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Supplement search strategies
9


# Page. 10

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/5JGLMVD47L.jpg)

データ構造
80研究を96個の治療群データへ分解
80
61
19
96
研究
単群研究
多群研究
治療群データ
解析上の帰結
同一研究内の比較構造を外し、単群の治療別割合としてまとめると、ランダム化や比較の利点が失われ
る。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 p.1068–1069
10


# Page. 11

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/47QYR61REP.jpg)

データ構造の解説
比較研究を単群へ分解すると、何を失うのか
元の比較研究
分解後
失われるもの
同じ施設・時期・適格基準
治療A 10/100
治療B 20/100
RR = 0.50
治療Aの割合10%をA群へ
治療Bの割合20%をB群へ
研究内RRを使わない
共通の背景
ランダム化
同時期比較
研究内相関
結論
→
→
治療効果を推定する解析では、研究内コントラストを保持する必要がある。
11


# Page. 12

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/KE4W84RQJ1.jpg)

依存性の問題
多群研究は“独立した複数研究”ではない
同一研究から3治療群
単純なサブグループ化
同じ選択基準、施設、観察時期、再発定義を共有す
る。群の患者が別でも、研究レベルの誤差成分は共
有される。
各治療群を独立データセットとみなすと、1研究が
複数回寄与し、群間検定の分散が適切でない可能性
。
望ましい方法
治療効果ならmulti-arm相関を扱うNMA。絶対割合なら研究を上位階層とする多層モデル、または研
究単位の感度分析。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 p.1068–1069: 80 studies → 96 treatment datasets
12


# Page. 13

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/L71Y24QLJG.jpg)

解析マップ
解析ごとに答えられる問いが違う
単群比例MA
二値MA
メタ回帰
NMA
22%・治療別割合
HOL vs NHOL
年齢・男女比
5治療の比較
記述
予後因子
研究レベル関連
比較効果
治療法の優劣を直接扱うのはNMAのみ
13


# Page. 14

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/G7WGRXMQE2.jpg)

読み方の基本
最初に、解析結果の“単位”を確認する
22%
再発した人数 ÷ 対象人数
絶対的な再発割合
RR 0.62
2群の再発割合の比
関連または比較効果
RD −0.14
2群の再発割合の差
100人当たりの絶対差
HR
追跡時間を含む瞬間リスクの比
時間を考慮した比較
同じforest plotでも、効果量が違えば答えている問いも違う
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# Page. 15

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/4JZLR6Q3E3.jpg)

統計学①
“再発率”ではなく、異なる期間の再発割合
再発割合 ＝ 再発数 ÷ 対象数
6か月追跡で20%
10年追跡で20%
短期間で観察された累積リスク。打ち切りや再発時
期を無視する。
同じ20%でも臨床的意味が異なる。単純には統合で
きない。
本論文の追跡期間：1～120か月
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 p.1069
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# Page. 16

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/YE6WR26ZEV.jpg)

時間の問題
追跡期間が違う研究の割合は、そのまま比べられない
研究A：6か月追跡
研究B：5年追跡
100人中10人が再発
再発割合 10%
100人中20人が再発
再発割合 20%
20%の方が治療成績が悪い、と直ちには言えない
望ましい統合
共通時点の累積再発率、Kaplan–Meier推定、HR、または人年当たり発生率を用いる。
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# Page. 17

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/GE5M8269E4.jpg)

時間解析の基本
打ち切りを無視すると、分母の意味が崩れる
患者A
患者B
患者C
12か月で再発
→ 再発イベント
6か月で通院中断
→ 6か月までは情報あり
24か月で再発なし
→ 24か月まで情報あり
生存時間解析の役割
Kaplan–Meier、累積発生、Coxモデルは、各人の観察時間と打ち切りを利用する。単純割合はこれを捨てる。
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# Page. 18

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/9729K4M5JR.jpg)

よくある誤解
追跡期間のメタ回帰が非有意でも問題は消えない
論文の記載
この結果が保証しないこと
follow-up coefficient = 0.000
P = 0.979
→ 追跡期間と再発割合に関連なし
1～120か月の割合が交換可能
打ち切りが無視できる
時間バイアスが存在しない
研究の“平均追跡期間”は各患者の観察時間分布を表さない
治療・年代・研究デザインとの交絡で傾きが相殺され得る
測定誤差と研究数不足により、真の関連を検出できない可能性
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 p.1070–1072, Fig.5A
18


# Page. 19

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/DJY4NMX67M.jpg)

統計学②
22%は“普遍的な再発率”ではない
異質性 I² = 93.13%
研究間の真の再発割合が大きく異なる。平均22%だけでは新しい患者集団を予
測できない。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Supplement Fig.3
19


# Page. 20

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/V7NYXW51E8.jpg)

統計モデルの基本
ランダム効果モデルは“違いを解決”する方法ではない
研究 i の真の再発割合：theta(i) = μ + u(i)
観測値：y(i) = theta(i) + e(i)
μ
u(i)・τ²
e(i)・v(i)
研究群における平均的な再発割合
研究ごとの真値のずれと、その分
散
各研究の標本誤差と、その分散
注意
モデルは異質性を許容するが、異なる推定対象を同一にするわけではない。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Supplement Fig.3: random-effects REML model
20


# Page. 21

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/YJ9P8XYY73.jpg)

統計モデルの専門的説明
統合値22%は、重み付き平均として得られる
μ = Σ w(i)y(i) ／ Σ w(i)
w(i) = 1 ／ {v(i) + τ²}
v(i)
τ²
重要
研究内分散。標本数と再発数から
決まり、精度を表す。
研究間分散。本図では約0.02と報
告。
τ²が大きいほど、大研究と小研究
の重み差が縮まる。
割合を変換して解析した場合、式は変換尺度上で適用し、最後に逆変換する
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Supplement Fig.3
21


# Page. 22

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/GJ8D826KJD.jpg)

異質性の読み方
I²=93%は“患者の93%が違う”という意味ではない
I² = max{0, (Q − df) / Q} × 100%
示すこと
示さないこと
必要な追加情報
観察された推定値のばらつきのうち
、標本誤差だけでは説明しにくい割
合。
真の再発割合の範囲、個人差、臨床
的な差の大きさ。
τ²と予測区間。新しい研究で起こり
得る範囲を示す。
予測区間 ≈ μ ± t × √{τ² + SE(μ)²}
22


# Page. 23

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/LJLMR29PER.jpg)

再現可能性の監査
比例メタ解析の再現に必要な情報が不足
割合の尺度
raw、logit、arcsine等
本文で明確でない
0イベント
補正・区間推定法
本文で明確でない
τ²推定
REML
forest plotで確認
平均のCI
WaldかHartung–Knappか
本文で明確でない
予測区間
新規研究の範囲
報告なし
結論
22%を厳密に再現・更新するには、解析コードまたは完全なモデル仕様が必要。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Statistical Analysis / Supplement Fig.3
23


# Page. 24

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/47MYR8Z27W.jpg)

統計学③
Figure 2は治療別の“観察割合”を示す
最小 11%
CO2切除＋蒸散
最大 31%
Er:YAG蒸散
この大小は治療効果の順位では
ない
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Fig.2, p.1069
24


# Page. 25

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/P7R9R565E9.jpg)

原図の読み方
原図は3段階で読む：Figure 2
1
各行は治療法ごとの統合再発割合
2
横線は95%CI。狭さは精度を示す
3
治療間の因果比較ではなく、別々の研究
群の記述
結論
11%対31%を、そのまま治療効果の差と読まない。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Fig.2, p.1069
25


# Page. 26

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/PJXQRKMX7X.jpg)

統計学④
P=0.02でも治療効果の比較にはならない
研究群ごとの統合割合が同じか
Qb検定
≠
同じ患者条件で治療法だけを変えた効果
研究間交絡
病変型、異形成、部位、サイズ、マージン、年代、追跡期間、治療選択理由が治療群間で異なる
。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Fig.2: test of group differences p=0.02
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# Page. 27

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/3JK9R5G9JD.jpg)

統計学的な読み方
サブグループ差のP値は、何を検定しているか
Qtotal = Qwithin + Qbetween
Qwithin
Qbetween
P=0.02
各治療カテゴリーの内部で、研究
結果がどれだけばらつくか。
カテゴリー別の統合平均が、偶然
以上に異なるか。
治療カテゴリーという研究レベル
変数と割合の関連を示す。
決定的な限界
Qbetweenは患者背景・追跡期間・年代などの同時差を調整しないため、治療の因果効
果検定ではない。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Fig.2: test of subgroup differences Qb(9)=20.46, p=0.02
27


# Page. 28

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/LE3W8KN9E5.jpg)

用語の混同を防ぐ
“均一性”は患者背景の均一性を意味しない
統計学的homogeneity
臨床的comparability
効果量が共通とみなせるか、または残差異質性が小
さいかというモデル上の概念。
年齢、病変型、異形成、部位、追跡期間などが比較
可能かという臨床的概念。
I²が低くても、治療群間の交絡は残り得る
本論文への適
用
治療別サブグループのI²や群間P値だけでは、治療法の比較可能性を保証できない。
28


# Page. 29

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/8EDKM3W87G.jpg)

統計学⑤
治療比較では“同一研究内の差”を統合する
不適切な比較
適切な比較
研究Aのレーザー再発11%
対
研究Bのメス再発24%
各比較研究で RR・RD・HR を計算
→
研究内コントラストを統合
単群割合の比 11/24 = 0.46 を治療RRとして扱ってはいけない
29


# Page. 30

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/V7PKR49WJ8.jpg)

因果推論の初心者向け解説
治療法と再発割合の関連には交絡が入り込む
病変の重症度
治療法の選択
再発
臨床で起こり得ること
観察される結果
高リスク病変ほど、より積極的なレーザー治療を
選ぶ。高リスク病変は治療に関係なく再発しやす
い。
有効な治療でも再発割合が高く見える、または低
リスク例に使う治療が良く見える。
30


# Page. 31

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/2JVVRXM9JQ.jpg)

用語の整理
HOLとNHOLは“治療法”ではなく“臨床型”
HOL：均一型白板症
NHOL：非均一型白板症
比較的均一で平坦な白色病変。
ここでは患者・病変の特徴を表す。
紅斑、結節、疣贅状などを含む非均一な病変。
高リスク所見と関連し得る。
HOL vs NHOLのRRは、臨床型と再発の“関連”をみる解析
レーザー vs メスのような治療効果の比較ではない
31


# Page. 32

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/5EGLMVG4JL.jpg)

統計学⑥
予後因子の比較として読む：HOL vs NHOL
報告RR
0.62
95%CI 0.45–0.86
正しい問い
NHOLはHOLより再発しやすい
か。治療法の比較ではない。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Fig.4, p.1071
32


# Page. 33

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/4JQYR6XR7P.jpg)

重大な統計エラー
比較群0人でもRRが計算されている
Frame 1984
Pandey 2001
Nammour 2017
HOL 2/44
NHOL 0/0
それでも RR 0.11
HOL 0/0
NHOL 6/59
それでも RR 4.62
HOL 381/2,347
NHOL 0/0
それでも RR 0.32
RR = (a/nHOL) ÷ (c/nNHOL)
nNHOL = 0 ならRRは定義不能
0.5補正では救えない
“イベント0件”と“患者0人”は別問題。存在しない比較群を連続性補正で作ってはいけない
。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Fig.4
33


# Page. 34

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/K74W846QE1.jpg)

2×2表の基本
“0イベント”と“0人の群”は全く違う
HOL：再発0／非再発30
NHOL：再発5／非再発25
両群に患者がいる
HOL：再発2／非再発42
NHOL：再発0／非再発0
NHOL群が存在しない
比較可能
比較不能
原則
比較群が0人ならRRは未定義。その研究はHOL対NHOLの比較効果を提供しない。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Fig.4
34


# Page. 35

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/LJ1Y24VLEG.jpg)

連続性補正の監査
Frame 1984のRR 0.11は“架空の群”から生じる
原データ表示
補正後の架空計算
HOL：2再発＋42非再発
NHOL：0再発＋0非再発
HOL：2.5／45 = 5.6%
NHOL：0.5／1 = 50%
NHOLのリスク 0/0 は未定義
0.5を4セルへ加える
→
RR = 0.056／0.50 ≈ 0.11
なぜ不適切か
0.5補正がNHOL患者1人を人工的に作り、その患者の再発リスクを50%と仮定している。これは数値安定化
ではなく、存在しない比較情報の生成である。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Fig.4, Frame et al. (1984)
35


# Page. 36

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/GJWGRXLQ72.jpg)

感度分析
Figure 4を監査的に再構成すると結論は弱くなる
11
2
21
34
一方の臨床型が0人の研究
両群とも再発0でRRに非情報
的
比較に実質的に寄与する研
究
Figure 4の全行
論文
図からの概算再構成
RR 0.62
95%CI 0.45–0.86
RR 約0.69
95%CI 約0.49–0.98
監査的概算：Figure 4の丸め値をPython/Scipyで再入力し、空群11研究・両群0イベント2研究を除外。REML＋標準的0.5補正。原著データ／解析コードによる再現ではない。※公開版では再解析手順を付録に残す。
36


# Page. 37

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/4EZLR6M373.jpg)

統計学⑦
NHOLは“未調整のリスクマーカー”にとどまる
NHOLは高度異形成・大病変・多発・ハイリスク部位と関連し得る
治療法、切除マージン、追跡期間もHOLと異なる可能性
未調整RRでは、臨床型そのものの独立効果を分離できない
必要な解析
両群を含む研究のみを用い、治療・異形成・部位・サイズ・マージン等で調整したHR/RRを統合する
。治療選択への応用には subtype × treatment の交互作用が必要。
37


# Page. 38

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/Y76WR2NZ7V.jpg)

臨床解釈
予後因子と治療効果修飾因子を区別する
予後因子 prognostic factor
効果修飾因子 effect modifier
どの治療を受けても、NHOLの方が再発しやすいか
。
必要：調整済みRR／HR
レーザー対メスの効果が、HOLとNHOLで異なるか。
必要：subtype × treatment交互作用
NHOLのRR 0.62だけでは、NHOLに適した治療は決められない
診療GLの問い
NHOL患者に対する治療A vs Bの相対効果と絶対効果。
38


# Page. 39

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/G75M825974.jpg)

メタ回帰の基本①
メタ回帰は“研究間のばらつき”の理由を探る
93%
I²で示される高い研究間異質
性
→
候補を調べる
関連を推定
平均年齢
女性割合
追跡期間
治療法など
研究特性が違うと、統合結
果がどう変わるかを回帰で
調べる。
→
目的
異質性を“消す”ことではなく、どの研究特性が効果量の違いと関連するかを探索する。
39


# Page. 40

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/9J29K4N5ER.jpg)

メタ回帰の基本②
通常の回帰と違い、1つの点は1人ではなく1研究
項目
通常の回帰
メタ回帰
分析単位
患者1人
研究1件
目的変数 Y
患者の転帰
各研究の効果量・再発割合
説明変数 X
患者の年齢・性別など
研究の平均年齢・女性割合など
重み
通常は個人データ
精度の高い研究を重くする
この違いが、生態学的誤謬を理解する鍵になる
40


# Page. 41

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/DEY4NMP6JM.jpg)

メタ回帰の基本③
メタ回帰図は、横軸・縦軸・線の傾きを読む
点
1個の点は1研究。点が大きいほど精度・重みが
大きいことが多い。
研究の再
発割合 Y
回帰線
右上がりならXが大きい研究ほどYが大きいとい
う研究レベルの関連。
注意
研究特性 X
例：平均年齢
傾きは因果効果でも、個人レベルの関係でもな
い。
41


# Page. 42

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/VJNYXWM178.jpg)

メタ回帰の基本④
この論文のメタ回帰は“仮説を作る解析”
横軸の候補
縦軸
得られる答え
各研究の平均年齢
女性の割合
平均追跡期間など
各研究で観察された口腔白板症の再
発割合
研究特性と再発割合の研究レベルの
関連
探索的な関連 → 次の研究で検証する仮説
個々の患者への予後予測 → この解析だけでは不可
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Fig.5, p.1072
42


# Page. 43

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/YE9P8XNYJ3.jpg)

メタ回帰の数式
メタ回帰は“残差を含む重み付き回帰”
y(i) = beta0 + beta1 × x(i) + u(i) + e(i)
y(i)
beta1
u(i)
e(i)
研究iの再発割合。個人の
再発有無ではない。
研究特性xが1単位違うと
きの、研究再発割合の平
均差。
説明されない研究間差。
分散は残差τ²。
各研究の標本誤差。精度
に応じて重み付け。
beta1が有意でも、因果性・個人レベル効果・十分な異質性説明を意味しない
43


# Page. 44

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/GE8D82KKED.jpg)

本論文のメタ回帰①
年齢係数0.008を正しく翻訳する
論文の記載
raw proportion尺度なら
mean age coefficient = 0.008
P = 0.003
正の関連
研究の平均年齢が1歳高いと、研究の再発割合が
0.008高い
＝0.8 percentage point
10歳の研究平均差 → 再発割合 約8ポイント差
ただし
年齢が10歳高い患者個人のリスク差ではない。治療法、追跡期間、年代、病変型との研究間交絡を含む。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 p.1070–1072, Fig.5B
44


# Page. 45

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/LELMR2ZP7R.jpg)

本論文のメタ回帰②
男女比は“女性割合”と同じ変数ではない
male-to-female ratio = M／F
female proportion = 1／(1 + M／F)
M/F = 1
M/F = 2
M/F = 4
M/F = 6
女性50%
女性33%
女性20%
女性14%
解釈上の問題
比率1単位の意味が一定でなく、女性割合との関係は非線形。係数−0.029を“女性ほど再発する”と個人レ
ベルへ変換するのは不適切。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Fig.5C
45


# Page. 46

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/4JMYR8V2JW.jpg)

本論文のメタ回帰③
Figure 5Aの説明文には論理的な誤りがある
論文Figure 5 caption
統計学的に正しい表現
“flat regression line, indicating a nonlinear relationship and
no association”
平坦な回帰線が非線形関係を示す、と記載
平坦な“線形”回帰線は、用いた線形モデルで傾きがほ
ぼ0だったことを示す。非線形性は示していない。
非線形性を調べるなら
restricted cubic spline、分数多項式、追跡期間カテゴリーなどを事前規定し、線形モデルとの適合を比較する
必要がある。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Fig.5A caption, p.1072
46


# Page. 47

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/PJR9R52579.jpg)

統計学者向け監査
メタ回帰の報告として不足する項目
モデル
単変量か3変量同時か
記載が曖昧
係数
βとP値
95%CI・SEがない
研究数
各共変量のk
欠測後のkが不明
異質性
残差τ²・R² analog
報告なし
多重性
3メタ回帰＋多数の層別
補正・事前順位なし
影響診断
外れ値・高レバレッジ研究
十分な報告なし
判定
探索的仮説生成には使えるが、独立した予後因子の確証にはならない。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Statistical Analysis / Fig.5
47


# Page. 48

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/PEXQRKDXJX.jpg)

メタ回帰
研究平均から個人リスクは推定できない
論文の解釈
平均年齢が高い研究ほど再発が多い。女性割合
が高い研究ほど再発が多い。
問題
研究単位の相関であり、女性個人・高齢者個人
の独立リスクを示さない。生態学的誤謬の危険
。
必要なデータ
個人レベルの調整解析またはIPDメタ解析。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Fig.5, p.1072
48


# Page. 49

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/3EK9R5X9ED.jpg)

解釈のルール
メタ回帰の結論は、研究レベルの言葉で書く
言えること
言えないこと
平均年齢が高い研究ほど、再発割合が高い傾向がみら
れた。
高齢患者ほど再発しやすい。
女性患者ほど再発しやすい。
女性割合が高い研究ほど、再発割合が高い傾向がみら
れた。
年齢や性別が再発の原因である。
次に必要な解析
個人レベルで年齢・性別・異形成・治療法などを同時調整したHR/RR、またはIPDメタ解析。
49


# Page. 50

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/L73W8K5975.jpg)

単位の問題
病変単位と患者単位が混在している可能性
2,347
1,282
?
Nammour研究の total sample
男性845＋女性437
患者数と病変数の対応
クラスタリング
同一患者に複数病変があれば病変は独立ではない。病変を独立観察として扱うと標準誤差が過小にな
り、CIが狭くなる可能性。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Appendix Table 1
50


# Page. 51

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/87DKM3D8JG.jpg)

クラスタリングの専門的説明
複数病変を独立扱いするとCIが狭くなり得る
有効標本サイズ ≈ n ／ {1 + (m − 1)ρ}
m
ρ
design effect
患者1人あたりの平均病変数
同一患者内病変の級内相関 ICC
1 + (m−1)ρ。1より大きいほど独
立性仮定が楽観的。
必要な対応
患者単位へ集約、GEE／混合効果モデル、クラスタロバストSE、または原著の調整済み推
定値を使用。
51


# Page. 52

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/VJPKR4XWE8.jpg)

NMAの基本①
NMAは直接比較と間接比較を1つのネットワークで統合する
レーザー
メス
PDT
実線：直接比較
橙線：レーザーを介した間接比較
利点
すべての治療同士を直接比較した研究がなくても、共通の比較対照を介して相対効果を推定できる。
52


# Page. 53

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/2EVVRXL9EQ.jpg)

NMAの基本②
ネットワークがつながるだけでは十分でない：NMA
1 推移性
2 一致性
3 精度と構造
各比較で、年齢、病変型、追跡期間
など治療効果を変える因子が概ね比
較可能か。
同じ治療比較について、直接推定と
間接推定が矛盾していないか。
研究数、イベント数、ネットワーク
の疎さ、RCTと観察研究の混在を確
認する。
本論文では11比較研究のみ。追跡期間・研究デザインの混在に注意
53


# Page. 54

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/57GLMVX4EL.jpg)

NMAの効果量
このNMAではrisk differenceと追跡時間が衝突する
RD = 再発割合A − 再発割合B
長所
重要な仮定
本論文の問題
100人当たり何人増減するかという
絶対効果で、臨床的に理解しやすい
。
共通の追跡時点と、比較可能なベー
スラインリスクが必要。
追跡1～120か月。RDの差が治療効果
か観察期間差か分離できない。
望ましい尺度
共通時点のrisk ratio／risk difference、またはtime-to-eventのHRを研究内で推定して統合
。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Supplement Fig.8B: risk difference
54


# Page. 55

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/4EQYR68RJP.jpg)

ネットワークメタ解析
治療比較として意味があるのはNMA
11
比較研究
769
患者
225
再発イベント
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Supplement Fig.8A
55


# Page. 56

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/KJ4W842Q71.jpg)

NMA結果
NMAでは、どの比較も95%CIが0をまたぐ
レーザー切除
−0.14
−0.37～＋0.08
レーザー蒸散
−0.08
−0.22～＋0.07
凍結療法
＋0.10
−0.16～＋0.36
PDT
＋0.13
−0.30～＋0.56
結論
レーザーがメスより再発を減らすという統計学的確証はない。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Supplement Fig.8B; effect measure = risk difference
56


# Page. 57

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/LE1Y24ML7G.jpg)

NMA構造の監査
ネットワークは疎で、間接比較の支えが弱い
PDT
接続する比較は各1研究程度。推定は非常に不精
確。
レーザー切除
主要な接続はレーザー蒸散との4研究、メスとの
2研究。
必要な検証
局所・全体不一致、デザイン別感度分析、効果
修飾因子分布。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Supplement Fig.8A; 11 studies, 769 patients
57


# Page. 58

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/GEWGRX3QJ2.jpg)

NMAランキングの読み方
順位は“効果が証明された順”ではない
点推定の順位
95%CI
ランキングの不確実性
laser excision
> vaporization
> scalpel
> cryotherapy
> PDT
4つのメス比較すべてがRD=0を含む
。優越性も劣越性も確定しない。
順位確率、P-score/SUCRAの区間、
CINeMA評価が提示されない。
“最上位”と“臨床的に優れている”は同義ではない
言えること
点推定ではレーザー切除が低い方向だが、データは大きな利益から無利益まで許容する
。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Supplement Fig.8B
58


# Page. 59

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/47ZLR6V3J3.jpg)

解釈
“最良の治療”という結論は解析を越えている
単群サブグループ
比較研究NMA
CO2切除＋蒸散 11%
→ 最小の観察割合
→ 研究間交絡を調整していない
laser excisionが点推定で最上位
→ 全CIが帰無値を含む
→ combined treatmentの独立ノードではない
抄録は2つの解析を混ぜて“best treatment”と表現
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519
59


# Page. 60

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/YJ6WR25ZJV.jpg)

悪性転化RRの時間構造
再発は治療前に決まる曝露ではない
手術
再発
悪性転化
単純な2×2 RR
望ましい解析
追跡終了後に再発群・非再発群へ分け、悪性転化割
合を比較。時間順序と観察時間を十分扱わない。
再発を時間依存共変量としたCoxモデル、または事
前規定したlandmark解析。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Fig.6: RR 7.39 (3.90–14.02)
60


# Page. 61

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/GJ5M82Y9J4.jpg)

悪性転化の交絡
RR 7.39は“再発が原因”とは示さない
病変の生物学的悪性度
再発
悪性転化
共通原因
監視バイアス
必要な推定
異形成、サイズ、多発、部位、分
子異常が再発と悪性転化の双方を
増やす。
再発例は検査・生検が増え、悪性
転化を発見しやすい。
時間依存・交絡調整後HRと、共通
時点の累積発生差。
61


# Page. 62

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/LE3W8K52E5.jpg)

この論文から言えること
悪性転化RRは臨床警戒には有用、因果推論には不十分
7.39
20.0%
2.9%
未調整の統合RR
再発群 30/150
非再発群 13/443
臨床的に言える
言えない
再発した病変・患者は、悪性転化の高リスク集団と
して慎重に監視すべき可能性。
再発そのものが悪性転化を7.39倍引き起こす、再発
防止で同じ割合だけ悪性転化が減る。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Appendix Table 3 / Fig.6
62


# Page. 63

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/8EDKM3D67G.jpg)

GRADE
GRADE評価も比較効果を支えていない
単群割合をGRADE
不合理な格上げ理由
意思決定に必要なもの
比較対象のない絶対割合に、介入効
果用のGRADE判断を適用。
“全ての残余交絡が効果を減らす”と
一律記載。どの効果・交絡か不明。
NMAの治療間比較に対する
GRADE/CINeMAが提示されていない
。
Nd:YAG切除：2研究・36例・CI 15～45%でも“中等度”
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Appendix Tables 2–3; Cochrane Handbook Ch.14
63


# Page. 64

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/V7PKR46ZJ8.jpg)

GRADEの基本
GRADEは“表”ではなく、明確な問いへの判断
1 推定対象
2 効果推定
3 確実性
誰に、何を、何と比較し、どの時
点のアウトカムか。
相対効果と絶対効果。治療別割合
だけでは比較効果でない。
RoB、不一致、非直接性、不精確、
出版バイアス等を評価。
本論文のずれ
“CO2切除後19%”の確実性と、“CO2切除はメスより再発を減らす”確実性は別物。
GRADE Handbook / Cochrane Handbook Ch.14
64


# Page. 65

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/2JVVRX3MJQ.jpg)

治療別再発割合
Appendix Table 2のGRADE判定を監査する
CO2切除＋蒸散
11%（6–17）
Low
単群・交絡・高異質性
Er:YAG蒸散
31%（9–53）
Low
CI幅44ポイントでも不精確なし
Nd:YAG切除
30%（15–45）
Moderate
全治療群
publication bias strongly suspected
問題
格下げ反映不明
2研究・36例で不一致なし
一律の格上げ理由
単群割合に対する確実性判定としても、不精確さ・不一致・格上げの整合性が弱い。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Appendix Table 2
65


# Page. 66

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/5EGLMV3XJL.jpg)

悪性転化RRのGRADE
Appendix Table 3の“High certainty”は再検討が必要
論文の判定
格上げ理由の記載
反証となる懸念
6観察研究
RR 7.39
very strong associationで格上げ
High certainty
“all plausible residual confounding
would reduce the demonstrated
effect”
異形成・病変悪性度・監視強度は
、再発とMTの関連を増大させ得る
。
より妥当な判定手順
時間順序、time-dependent exposure、調整因子、アウトカム判定、追跡差を原著ごとに評価してから、large
effectによる格上げ可否を判断する。
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Appendix Table 3
66


# Page. 67

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/4JQYR6557P.jpg)

まとめ
統計学的な最終判定
全体22%
参考値
非常に異質。普遍的な再発率ではない
治療別割合
記述のみ
治療効果の比較には使えない
HOL vs NHOL
再解析必須
空群を含むRR計算が不適切
年齢・女性
仮説生成
研究レベルの生態学的関連
NMA
不確実
全比較のCIが帰無値を含む
治療順位
支持不能
単群割合とNMAの過剰解釈
67


# Page. 68

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/K74W849VE1.jpg)

レビュー方法
SRとしては複数の重要な弱点がある
狭い検索式・英語限定で、網羅性に懸念
全文除外研究リストがない
観察研究のRoB評価が介入効果・予後因子に十分対応していない
単群研究と比較研究、患者と病変、追跡期間を混合
主要な比較結論がRoBと不確実性を十分反映していない
68


# Page. 69

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/LJ1Y24K4EG.jpg)

AMSTAR 2
AMSTAR 2は“レビュー結果を信頼できるか”を評価する
16
7
4段階
評価項目
critical domains
High / Moderate / Low /
Critically low
適用上の注意
AMSTAR 2は介入SR用。本論文には予後・頻度の問いも混在するため、治療比較部分を主に評価し、レビュー全体はROBIS
で補う。
Shea et al. AMSTAR 2. BMJ. 2017;358:j4008. https://www.bmj.com/content/358/bmj.j4008
69


# Page. 70

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/GJWGRXDZ72.jpg)

AMSTAR 2
評価項目1から4：AMSTAR 2
項目 AMSTAR 2の問い
判定
この論文での理由
PICOを含む研究疑問
一部
P/I/Oは示すが比較・研究デザインが広く、4種類の問いが混
在
事前プロトコルと逸脱
一部
PROSPERO登録あり。登録時点・解析変更の詳細は本文だけで
は不十分
研究デザイン選択の説明
不適合
RCT・観察・単群を同一目的で含める根拠が不明確
包括的な検索
不適合
recurrence必須、英語限定、レジストリ・灰色文献が不十分【
重大】
1
2
3
4
AMSTAR 2 items 1–4; provisional appraisal based on article and supplement
70


# Page. 71

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/4EZLR6GL73.jpg)

AMSTAR 2
評価項目5から8：AMSTAR 2
項目 AMSTAR 2の問い
5
6
7
8
判定
この論文での理由
研究選択を重複実施
適合
2名が独立に選択
データ抽出を重複実施
適合
1名抽出＋別の1名が確認
除外研究一覧と理由
不適合
全文除外研究の個別一覧なし【重大】
採用研究の詳細記述
適合
Appendix Table 1は比較的充実
AMSTAR 2 items 5–8; provisional appraisal based on article and supplement
71


# Page. 72

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/Y76WR2YM7V.jpg)

AMSTAR 2
評価項目9から12：AMSTAR 2
項目 AMSTAR 2の問い
判定
この論文での理由
RoB評価方法の妥当性
不適合
NHLBI品質票＋旧Cochrane記載。問い別・アウトカム別評価が
不十分【重大】
原著研究の資金源
不適合
採用研究ごとの資金源を報告していない
メタ解析方法の妥当性
不適合
空群RR、追跡期間混合、単群割合の比較解釈など【重大】
RoBが統合結果へ与える影響
不適合
RoB別の十分な感度分析・比較がない
9
10
11
12
AMSTAR 2 items 9–12; provisional appraisal based on article and supplement
72


# Page. 73

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/G75M82GQ74.jpg)

AMSTAR 2
評価項目13から16：AMSTAR 2
項目 AMSTAR 2の問い
13
14
15
16
判定
この論文での理由
解釈でRoBを考慮
不適合
best treatment等の結論がRoBを十分反映しない【重大】
異質性の説明
一部
候補は議論するが、予測区間・十分な層別化なし
出版バイアスの検討
一部
funnel/Egger/Beggは実施。ただし比例MAでの解釈に限界【重
大】
レビューのCOI・資金
適合
資金源と利益相反を開示
AMSTAR 2 items 13–16; provisional appraisal based on article and supplement
73


# Page. 74

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/9J29K4YWER.jpg)

AMSTAR 2
総合判定：AMSTAR 2はCritically low
CRITICALLY LOW
レビュー結果を正確で包括的な要約として信頼すべきでない
4
9
11
包括的検索：不適合
RoB方法：不適合
統合方法：不適合
AMSTAR 2では複数のcritical weaknessがあればCritically low。これは論文を無価値とする判定ではなく、“統合された結論を代替エビデンスとして信用できない”という判定。
Shea et al. BMJ 2017;358:j4008
74


# Page. 75

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/DEY4NMG9JM.jpg)

ROBIS
ROBISでは全体をHigh risk of biasと判断
Some concerns
介入・頻度・予後因子の問いが混在
2 研究の同定・選択
High
狭い検索、英語限定、除外一覧なし
3 データ収集・研究評価
High
患者/病変、追跡期間、RoB評価の問題
4 統合と知見
High
空群RR、単群比較、NMA順位の過剰解釈
1 適格基準
総合
High risk of bias
Whiting et al. ROBIS. J Clin Epidemiol. 2016;69:225–234
75


# Page. 76

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二次利用の基本
レビューのレビューでは、SRの結論だけでなく信頼性を評価する
通常のSR
レビューのレビュー
重要な判断
分析単位：原著研究
目的：原著を検索・評価・統合
分析単位：SR
目的：複数SRを俯瞰し、重複と品質
を管理
低品質SRを含めるか
効果量を再利用するか
原著重複をどう扱うか
AMSTAR 2とROBISは“結論をどこまで信用するか”を決める材料
この論文は、結論の再利用より原著探索への利用が適切
Cochrane Handbook Chapter V: Overviews of Reviews
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# Page. 77

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レビューのレビュー
レビューのレビューには収載可能だが、結果は再利用しない
収載する場合
してはいけないこと
必要な処理
適格基準に合えば収載し、AMSTAR 2
＝Critically low、ROBIS＝Highとして
明示。
22%、治療順位、RR 0.62、NMA順位
を信頼できる二次効果として再統合
しない。
他SRとの原著重複を調べ、同一研究
の二重計上を防ぐ。必要なら原著ま
で戻る。
高品質SRのみを対象とするoverviewなら除外候補
Cochrane Handbook Chapter V: Overviews of Reviews; Lunny et al. 2021 overlap guidance
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# Page. 78

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診療ガイドライン
診療ガイドラインの推奨根拠には直接使えない
×
×
×
治療法を選ぶ比較効果が確立し
ていない
患者重要アウトカム・有害事象
が不足
比較効果の確実性評価がない
GRADEで必要なもの
明確なPICO、全ての患者重要アウトカム、比較効果と絶対効果、アウトカム別確実性、EtDの利益・害
・資源・実行可能性。
GRADE Handbook; NICE Developing Guidelines Manual, sections 5–6
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# Page. 79

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実務での利用
最も価値がある使い方：原著研究への入口
そのまま使える
確認後に使える
再利用しない
著者・年、研究候補、治療分類、引
用ネットワーク
イベント数、分母、追跡期間、
HOL/NHOL、margin、MT
22%の普遍化、治療順位、Fig.4統合
RR、メタ回帰の個人解釈、GRADE判
定
Supplementが充実しているため“研究地図”としての価値は高い
NICE manual: existing reviews may be used as an additional source of primary studies
79


# Page. 80

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次の作業
推奨ワークフロー：seed reviewからde novo再評価へ
1
2
3
4
5
80研究を候補
化
独立検索で補
完
原著で再抽出
問い別に再解
析
GRADE・EtD
重複報告をstudy単位に統合
患者/病変単位、共通時点、比較デザインを明確化
RCTと非ランダム化研究を分離
80


# Page. 81

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研究設計
次のSRは3つに分けるべき
A 比較効果SR
B 絶対再発SR
C 予後因子SR
レーザー、メス、凍結、PDTの比較
。RCT／比較コホート。HR・RR・RD
を統合。
治療後1・3・5年再発。KM推定また
は人年率。予測区間を提示。
HOL/NHOL、異形成、margin等。調整
HR/RRを優先し、交絡を評価。
1つの解析で3つの問いを同時に答えない
81


# Page. 82

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最終結論
この論文を“完成品”ではなく“研究地図”として使う
統計学的には
治療比較を支持しない
SRとしては
AMSTAR 2：Critically low
実務上は
原著研究へ戻る入口として有用
推奨
独立検索 → 原著照合 → 問い別再解析 → GRADE/EtD
82


# Page. 83

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付録
Figure 4：一方の群が0人の11研究
Frame 1984
一方の群の総数=0
Nammour 2017
一方の群の総数=0
Pandey 2001
一方の群の総数=0
Arduino 2018
一方の群の総数=0
Schwarz 2005
一方の群の総数=0
Arora 2018
一方の群の総数=0
Ribeiro 2011
一方の群の総数=0
Matulic 2019
一方の群の総数=0
Deepe 2012
一方の群の総数=0
Gupta 2021
一方の群の総数=0
Kharadi 2015
一方の群の総数=0
Bhattarai et al. J Dent Res. 2024;103:1066–1075. DOI:10.1177/00220345241266519 Fig.4
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# Page. 84

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/L73W8KR275.jpg)

付録
監査的再構成の方法と限界
Figure 4の再発／非再発セルを手入力
一方の総数が0の11研究を除外
両群0イベント2研究をRR解析から除外
残る21研究を対数RRでREML統合
片群0イベントのみ標準的0.5補正
重要
Python/Scipyによる概算。丸め値・補正法・原著データの違いにより正確な再現値ではない。
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# Page. 85

![Page Image](https://bcdn.docswell.com/page/87DKM3Y6JG.jpg)

付録
診療ガイドライン用の再抽出項目
研究
対象
介入
study ID・報告重複・デザイン・施設
・期間
患者数・病変数・HOL/NHOL・異形成
・部位・サイズ
レーザー種・出力・切除/蒸散・
margin・術者
比較
アウトカム
バイアス
同時対照・割付・交絡調整・共介入
1/3/5年再発・HR・MT・有害事象・
QOL
RoB 2 / ROBINS-I・欠測・選択報告・
単位問題
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# Page. 86

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付録
効果量の用語集
再発割合
一定集団のうち再発した人・病変の割合。追跡期間を明示する。
発生率 rate
人年など観察時間を分母にした再発の速さ。割合とは異なる。
RR
介入群のリスク ÷ 比較群のリスク。1が差なし。
RD
介入群のリスク − 比較群のリスク。0が差なし。
HR
追跡時間を考慮した瞬間ハザードの比。1が差なし。
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# Page. 87

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付録
メタ分析を読むための用語集
95%CI
推定値の不確実性の範囲。広いほど精度が低い。
I²
観察されたばらつきのうち研究間異質性が占める割合の指標。
予測区間
新しい研究で真の効果が入り得る範囲。高い異質性で重要。
メタ回帰
研究特性と研究結果の関連を、研究単位で調べる回帰分析。
生態学的誤謬
研究平均の関連を、個人レベルの関連と誤って解釈すること。
推移性
NMAの各比較で効果修飾因子が十分比較可能であるという前提。
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付録
主な方法論資料
Shea BJ, et al. AMSTAR 2. BMJ. 2017;358:j4008.
Whiting P, et al. ROBIS. J Clin Epidemiol. 2016;69:225–234.
Cochrane Handbook Chapter 10: Meta-analysis / subgroup analysis.
Cochrane Handbook Chapter 11: Network meta-analysis.
Cochrane Handbook Chapter V: Overviews of Reviews.
GRADE Handbook; NICE Developing Guidelines Manual.
図の再利用
公開配布・動画公開時はSAGEのArticle reuse guidelinesを確認し、各図に完全な出典を付す。
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