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	<title>dpp-4 inhibitors &#8211; やまちゃんの気まぐれ喫茶｜医学論文を通じて研鑚に励もう！</title>
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	<description></description>
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	<title>dpp-4 inhibitors &#8211; やまちゃんの気まぐれ喫茶｜医学論文を通じて研鑚に励もう！</title>
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		<title>2型糖尿病の治療効果に対する年齢と性差の違い（SGLT2阻害薬vs GLP1受容体作動薬）</title>
		<link>https://yamachanmr-kimagrekissa.com/diabetes/2%e5%9e%8b%e7%b3%96%e5%b0%bf%e7%97%85%e3%81%ae%e6%b2%bb%e7%99%82%e5%8a%b9%e6%9e%9c%e3%81%ab%e5%af%be%e3%81%99%e3%82%8b%e5%b9%b4%e9%bd%a2%e3%81%a8%e6%80%a7%e5%b7%ae%e3%81%ae%e9%81%95%e3%81%84%ef%bc%88s</link>
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		<dc:creator><![CDATA[やまちゃん]]></dc:creator>
		<pubDate>Sun, 23 Mar 2025 03:00:00 +0000</pubDate>
				<category><![CDATA[糖尿病]]></category>
		<category><![CDATA[cardioprotective effects]]></category>
		<category><![CDATA[dpp-4 inhibitors]]></category>
		<category><![CDATA[empagliflozin]]></category>
		<category><![CDATA[glp-1 receptor agonists]]></category>
		<category><![CDATA[mace]]></category>
		<category><![CDATA[network meta-analysis]]></category>
		<category><![CDATA[older patients]]></category>
		<category><![CDATA[sglt2 inhibitors]]></category>
		<category><![CDATA[sglt2 inhibitors vs glp-1 receptor agonists]]></category>
		<category><![CDATA[type2 diabetes]]></category>
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					<description><![CDATA[PubMed URL：https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/39899304/　　　　　　　　　 タイトル：Age and Sex Differences in Efficacy of Trea [&#8230;]]]></description>
										<content:encoded><![CDATA[
<div class="wp-block-group is-layout-constrained wp-block-group-is-layout-constrained">
<p><span style="font-size: 14px;">PubMed URL：<a href="https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/39899304/">https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/39899304/</a>　　　　　　　　　</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">タイトル：Age and Sex Differences in Efficacy of Treatments for Type 2 Diabetes: A Network Meta-Analysis</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;">＜概要（意訳）＞</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">序論：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>最近の糖尿病治療薬の発展と背景</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">過去20年間で、新たな血糖降下薬は2型糖尿病の管理に大きな変革をもたらしました。SGLT2阻害薬（SGLT2i）やGLP-1受容体作動薬（GLP1ra）などの薬剤が心血管系および腎臓の転帰を改善する有効性は確立されており、臨床現場で広く使用され、臨床ガイドラインにも組み込まれています。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">しかし、治療効果が患者の特性によって異なる可能性から、高齢者や女性など臨床試験での代表性が低い人々への試験結果の適用について疑問が生じています。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong> </strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>高齢糖尿病患者の実態と特有のリスク</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">世界的な推計によれば、65歳以上の5人に1人が糖尿病を抱えており、2型糖尿病患者のほぼ半数が65歳以上です。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">さらに、加齢に関連する機能制限やフレイル（虚弱）などの状態は、2型糖尿病患者ではより早期に現れる傾向があります。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">糖尿病合併症のリスクは年齢とともに増加し、治療による絶対的な利益が増大する可能性があります。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">一方で、高齢者は強化血糖コントロールによる低血糖に対してより脆弱である可能性もあります。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>性差による糖尿病の影響と管理の違い</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">女性における2型糖尿病と心血管疾患の絶対リスクは男性より低いものの、糖尿病は女性において男性よりも心血管リスクの相対的な増加が大きいという特徴があります。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">また、女性患者は心血管合併症のパターンが異なり、心血管リスク因子の管理が男性患者よりも集中的でない傾向があります。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">そのため、治療効果が年齢や性別によって異なるかどうかを判断することが重要です。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong> </strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>現在の臨床ガイドラインと研究の目的</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">現在の臨床ガイドラインでは、男性患者と女性患者、あるいは異なる年齢層に対して異なる糖尿病治療を推奨していません。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">しかし、臨床試験における女性参加者や高齢者の過少代表による不確実性が強調されています。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">私たちは、集約データと個別参加者試験データの両方の系統的レビューとメタ分析を実施し、SGLT2i、GLP1raおよびDPP4i治療の有効性が年齢と性別によって異なるかどうかを推定することを目的としました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong> </strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>研究方法</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>系統的レビューとネットワークメタ分析の概要</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">本系統的レビューとネットワークメタ分析は、事前に指定されたプロトコル（PROSPERO:CRD42020184174）に従って実施されました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">このプロトコルは、ネットワークメタ分析を地域集団サンプルに較正する広範なプロジェクトの一部であり、代表的なサンプルを反映した有効性の推定値の提供を目指しています。本論文は、較正前の年齢および性別と治療の相互作用の評価結果を提示しています。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">研究結果は、系統的レビューとメタ分析のための優先的報告項目（PRISMA）ガイドラインに従って報告されています。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong> </strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>適格性基準と検索戦略</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">適格と判断された研究は、18歳以上の2型糖尿病と診断された成人を登録し、SGLT2阻害薬（SGLT2i）、GLP-1受容体作動薬（GLP1ra）、またはDPP4阻害薬（DPP4i）の血糖（HbA1c）または主要心血管イベント（3P-MACE：心血管死、非致死的心筋梗塞または非致死的脳卒中と定義）に対する有効性を、プラセボまたは他の薬剤クラスの実薬対照と比較した無作為化試験でした。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">同一クラス内の比較および登録されていない試験は除外しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">優越性または非劣性を評価したかどうかに関わらず、試験は含めました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">クロスオーバーデザインの試験では、クロスオーバー前のデータのみを含めました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">キーワードとMedical Subject Headings（検索用語の詳細は補足資料に記載）を使用して、2つの電子データベース（MedlineとEmbase）および米国と中国の臨床試験登録機関を、開始から2022年11月まで検索しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">すべてのタイトルと抄録をスクリーニングし、潜在的に適格と思われる研究をすべて全文レビュー用に保持しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">スクリーニングのすべての段階は、2名のレビュアーが独立して実施し、不一致は合意によって解決し、必要に応じて第三のレビュアーを関与させました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">2024年8月に検索を更新し、初回検索日以降に発表された適格な登録試験の結果を含めました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">すべての適格試験について、Vivliリポジトリを通じて第三者研究者による分析のために個別参加者データが利用可能かどうかを評価し、独立運営委員会にアクセスを申請しました。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>データ抽出方法</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>治療薬と患者基本情報の抽出</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">薬剤名、用量、投与レジメンは、clinicaltrials.govおよび公開文書（論文や臨床研究報告書）から得られたテキスト文字列から抽出しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">ベースライン時の年齢と性別は、集約データ試験では公開文書から、または個別参加者データから取得しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">HbA1c結果はclinicaltrials.govまたは公開文書から抽出しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">個別参加者データのある試験では、ベースライン時および主要評価項目の時点でのHbA1c値を抽出しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">評価項目の値が欠損している場合は、最後に利用可能な観測値を使用しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">感度分析として、ベースライン観測値を使用する分析も行いました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong> </strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>MACEデータの抽出と定義の標準化</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">主要心血管イベント（MACE）の結果は、公開文書（年齢別・性別サブグループを含む）から手動で抽出しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">3P-MACEは心血管死、非致死的心筋梗塞、または非致死的脳卒中と定義されました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">個別参加者データのある試験では、この定義は判定されたイベントを使用して試験間で統一されました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">集約データについては、研究間の一貫した比較を可能にするために3P-MACEの結果が抽出されました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">個別レベルの試験データはVivliリポジトリでクリーニングおよび統一化されました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong> </strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>有害事象データの抽出</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">有害事象に関するデータも個別参加者データから抽出され、重篤な有害事象および各薬剤クラスとの確立された関連性のあるイベントに焦点を当てました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">各試験について、発生した重篤な有害事象、消化器系有害事象、尿路感染症、低血糖エピソード、切断、およびケトアシドーシスが特定されました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">標準化された定義がないため、集約試験では有害事象は評価されませんでした。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">各研究のバイアスリスクはコクランのバイアスリスク評価ツールを用いて評価されました。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>統計解析方法</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>基本的な解析アプローチ</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">統計解析の詳細については、電子付録（Supplement）のeMethodsに記載されています。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">まず、各試験の年齢および性別分布について、可能な場合は個別参加者データ（IPD）を用いて、それ以外は公表された要約統計量から要約しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">次に、以前に記述したように、Rのmultinmaパッケージを使用してHbA1cとMACE（主要心血管イベント）に対するマルチレベルネットワークメタ回帰モデルを適合させました。このモデリングアプローチは、無作為化を乱さず、標準的なネットワークメタ分析よりも厳格でない仮定を採用し、（集計バイアスを引き起こすことなく）個別参加者データ、集計レベルの試験データ、サブグループレベルの試験データを、治療と共変量の相互作用を推定するモデルに組み込むことができるために選択されました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong> </strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>HbA1cとMACEの分析モデル</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>HbA1cのネットワークメタ分析では、対象薬剤の異なる適応を反映して、単剤療法、二剤併用療法、三剤併用療法の試験ごとに個別にモデルを適合させました。</u></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">MACE試験はすべて、参加者が心血管リスクに基づいて選択されていたため、一緒に分析されました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>2つ以上の治療の併用効果を評価する治療群は除外されました。</u></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>SGLT2i、GLP1ra、DPP4i、およびメトホルミンについては、治療群は薬剤と用量によって分類されました。</u></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">インスリンは単一カテゴリとしてモデル化されました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">残りの薬剤クラスについては、同じ試験内で用量は異なるが同じ薬剤の群は、単一の群に統合されました。すべてのモデルで、プラセボを対照治療としました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong> </strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>交互作用の評価方法</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">個別参加者データのある試験については、年齢、性別、治療による各アウトカムの試験レベル回帰モデルを適合させ、年齢と治療および性別と治療の相互作用を評価しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">HbA1cについては、ベースラインのHbA1cを共変量として含む線形回帰モデルを適合させました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">試験を完了しなかった参加者については、最後に記録された値を使用しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">MACE転帰にはCox回帰モデルを適合させました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">MACE転帰の分析では、非心血管死を競合イベントとして扱い、原因特異的ハザード比を提示しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">また、非心血管死亡率（最初のMACE発生前に死亡が発生した場合と定義）についても、競合イベントの原因特異的ハザード比を推定しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong> </strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>モデルの検証と結果の解釈</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">Coxモデルでは比例ハザード仮定をスケール化されたSchofield残差をプロットすることでチェックしました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">HbA1cおよびMACE転帰の非線形性については、残差プロットと年齢の制限付き三次スプラインを検査しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">個別参加者データの推定値は、試験転帰および各試験の年齢・性別分布に関する集計試験レベルデータと（MACEについては）サブグループレベルデータとともにメタ分析されました。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;">有害事象データについては、個別参加者データ内の発生イベントに準ポアソンおよび負の二項回帰モデルを適合させ、結果をメタ分析しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">プラセボを対照カテゴリとして使用しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">モデルは、主効果および年齢-治療と性別-治療の相互作用について、事後平均と95%信頼区間を用いて要約されました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">95%信頼区間は値の妥当な範囲を示します。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>したがって、95%信頼区間がnull（HbA1c比較ではゼロ、MACE比較では1）を含む場合、「効果なし」または「交互作用なし」が妥当な解釈の一つとなります。</u></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">転帰間の比較を可能にするために、HbA1cとMACEの両方について個別レベルまたは集計データを持つ14の試験にデータを制限して主要分析を繰り返しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">いずれの分析も、多重検定のための正式な調整を行いませんでした。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">個別参加者データの要約および集計レベルのデータは、プロジェクトのGitHubリポジトリで入手可能です。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>研究結果</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>系統的レビュー結果</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">適格な687試験を特定し、そのうち601試験をネットワークメタ分析に含めました（図1）。これらのうち、592試験がHbA1cアウトカムを報告し、23試験がMACE（主要心血管イベント）アウトカムを報告し、14試験が両方を報告していました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">集計レベルの498試験には303,311人の参加者が含まれ、個別参加者データのある103試験には92,182人の参加者が含まれていました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">試験レベルの詳細とバイアスリスクはオンラインプロジェクトリポジトリに示されています。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">表1は、各薬剤クラスについてHbA1cを報告している含まれた試験の総数と集計ベースライン特性を示しています。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">個別参加者データのある試験と集計データのある試験の特性は類似していました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">MACEを報告する試験については、試験レベルの詳細が表2に示されています。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>女性参加者よりも男性参加者の方が多く、高齢者を対象とした試験を含め、ほぼすべての試験参加者の年齢範囲は40～80歳でした（eFigure1、eTable1、補足資料）。</u></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong> </strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>主要な治療効果</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">各治療とプラセボを比較したHbA1cに対する主要な治療効果は、共変量のない標準的なネットワークメタ分析にてeFigure 2に示されています。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>治療によるHbA1cの絶対的減少範囲は-0.5%から-1.5%でした。</u></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>MACEに対する主要な治療効果は、プラセボと比較してSGLT2iとGLP1raでMACEのハザードが減少し、DPP4iでは有意な結果が見られませんでした（eFigure3）。</u></span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>年齢-治療および性別-治療の交互作用</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">図2は、年齢-治療および性別-治療の相互作用を示し、HbA1cとMACEに対する治療の有効性の年齢および性別による違いを評価しています。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">補足：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">図2で言及されている「固定効果」と「変量効果」は、ネットワークメタ分析における統計モデルの構築方法に関連しています。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>固定効果（Fixed Effects）</strong></span></p>
<ul>
<li><span style="font-size: 14px;"><strong>意味</strong>: 固定効果モデルでは、すべての試験における真の治療効果は同一であると仮定しています。つまり、異なる試験間で観察される治療効果の違いは、サンプリング誤差（偶然）のみによるものと考えます。</span></li>
<li><span style="font-size: 14px;"><strong>具体例</strong>: 例えば図2では、同じ薬剤（カナグリフロジン300mg）についての治療効果が、すべての研究で基本的に同じであると仮定したモデル推定値が固定効果として示されています。</span></li>
<li><span style="font-size: 14px;"><strong>グラフでの表示</strong>: 図2では固定効果が赤色の点で表示されています。</span></li>
</ul>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>変量効果（Random Effects）</strong></span></p>
<ul>
<li><span style="font-size: 14px;"><strong>意味</strong>: 変量効果モデルでは、真の治療効果が研究間で変動する可能性を考慮します。つまり、各試験には独自の真の効果があり、これらの効果は共通の分布から抽出されると考えます。</span></li>
<li><span style="font-size: 14px;"><strong>具体例</strong>: 同じカナグリフロジン300mgでも、異なる研究間で患者集団、診療環境、併用薬などが異なるため、治療効果に真の違いがあると仮定したモデル推定値です。</span></li>
<li><span style="font-size: 14px;"><strong>グラフでの表示</strong>: 図2では変量効果が青色の点で表示されています。</span></li>
</ul>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>実際のデータでの意味</strong></span></p>
<ul>
<li><span style="font-size: 14px;">図2では、薬剤クラス内での治療効果を推定する際、固定効果と変量効果の両方のモデルが使用されています。</span></li>
<li><span style="font-size: 14px;">固定効果と変量効果の推定値が近い場合、研究間の異質性（ばらつき）が少ないことを示唆します。</span></li>
<li><span style="font-size: 14px;">両者の推定値が大きく異なる場合、研究間の異質性が大きいことを示唆し、変量効果モデルの方がより適切かもしれません。</span></li>
</ul>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;">このように、図2では各薬剤クラスについて、年齢や性別による効果の変化を、異なる統計モデルのアプローチで評価した結果を比較して示しています。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">これにより、結果の頑健性（robustness）や一貫性を確認できます。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>SGLT2阻害薬は年齢の増加とともに絶対的なHbA1c低下効果が減少しました</u>（30歳高齢化するごとに、単剤療法で0.24%、95%信頼区間0.10-0.38、二剤併用療法で0.17%、95%信頼区間0.10-0.24、三剤併用療法で0.25%、95%信頼区間0.20-0.30のHbA1c低下効果の減少）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">年齢-治療相互作用の非線形性の証拠はありませんでした（eFigure 4）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">追跡期間が6ヶ月以上の試験に分析を限定した場合も結果は同様でした（eFigure5）。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>GLP1受容体作動薬は、単剤療法および二剤併用療法において、年齢の増加とともにHbA1c低下に対するより大きな絶対的効果を示しました</u>（30歳増加ごとにそれぞれ-0.18%、95%信頼区間-0.31～-0.05および-0.24%、95%信頼区間-0.40～-0.07のHbA1c低下）<u>が、三剤併用療法では示しませんでした</u>（30歳増加ごとに0.04%、95%信頼区間-0.02～0.11）。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>DPP-4阻害薬は、高齢者の二剤併用療法においてわずかに良好な絶対的HbA1c低下効果を示しましたが</u>（30歳増加ごとに-0.09%、95%信頼区間-0.15～-0.03のHbA1c低下）、<u>単剤療法または三剤併用療法での有効性変動の証拠はありませんでした</u>（それぞれ30歳増加ごとに-0.08%、95%信頼区間-0.18～0.01および-0.01%、95%信頼区間-0.06～0.05のHbA1c低下）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>三剤併用療法のみでSGLT2阻害薬の有効性に男性有利の小さな差異</u>（-0.06%、95%信頼区間-0.18～0.06）が<u>あったことを除き、性別による有効性の変動はありませんでした</u>。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>年齢・性別による心血管イベントへの治療効果の差異</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>年齢による心血管イベント（MACE）への影響</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>高齢者ではSGLT2阻害薬によるMACEの相対的リスク減少がより大きく</u>（30歳年齢増加ごとにHR 0.76、95%信頼区間0.62-0.93）、<u>GLP1受容体作動薬によるMACEの相対的リスク減少は小さくなりました</u>（30歳年齢増加ごとにHR 1.47、95%信頼区間1.07-2.02）。DPP-4阻害薬の信頼区間はnull値を含んでいました（HR 0.73、95%信頼区間0.52-1.00）。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>MACE試験における性別-治療相互作用をモデル化すると、DPP-4阻害薬は男性参加者でより効果が低いことが示されました</u>（男性対女性でHR 1.65、95%信頼区間1.25-2.21）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">ただし、この関連性は分析に性別サブグループデータを含めた後（HR 1.22、95%信頼区間1.04-1.42）、および個別参加者データを持つ唯一のDPP-4阻害薬試験を除外した後には弱まり、信頼区間はnull値を含みました（eFigure 6）。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>GLP1受容体作動薬</u>（男性対女性でHR 1.17、95%信頼区間0.87-1.58）<u>およびSGLT2阻害薬</u>（男性対女性でHR 0.95、95%信頼区間0.86-1.06）<u>については、性別-治療相互作用の証拠はありませんでした</u>。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">追加モデルでは、試験に含まれる年齢範囲内での年齢-治療相互作用の非線形性は示されませんでした（eFigure7）。</span></p>
</div>



<div class="wp-block-group is-layout-constrained wp-block-group-is-layout-constrained">
<figure class="wp-block-image size-full"><img fetchpriority="high" decoding="async" width="895" height="840" src="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/632fd97df24fb60a193c21665576b36e.jpg" alt="" class="wp-image-3904" srcset="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/632fd97df24fb60a193c21665576b36e.jpg 895w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/632fd97df24fb60a193c21665576b36e-426x400.jpg 426w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/632fd97df24fb60a193c21665576b36e-768x721.jpg 768w" sizes="(max-width: 895px) 100vw, 895px" /></figure>
</div>



<blockquote class="wp-block-quote is-layout-flow wp-block-quote-is-layout-flow">
<div class="wp-block-group is-layout-constrained wp-block-group-is-layout-constrained">
<p class="wp-block-paragraph">JAMA. 2025 Feb 3:e2427402.</p>
</div>
</blockquote>



<div class="wp-block-group is-layout-constrained wp-block-group-is-layout-constrained">
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>感度分析の結果</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">モデルに年齢および性別サブグループデータを含めるか除外するかの感度分析は、個別参加者データを持つ4つのSGLT2阻害薬試験のうち1つを除外した分析を除いて、SGLT2阻害薬を服用している高齢者のHbA1c結果に影響を与えませんでした（eFigure6）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">高齢者でのMACEリスクのより大きな相対的減少はすべての感度分析で維持または増大しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">HbA1cとMACEの両方について個別レベルデータを持つ14の試験にデータを制限した分析でも同様の結果が得られました（eFigure8）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">MACEの分析結果は、個別参加者データを持つGLP1受容体作動薬およびDPP-4阻害薬の単一試験の包含または除外、およびサブグループデータの包含または除外によって異なりました（eFigure6）。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>有害事象との交互作用</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>いかなる薬剤クラスと消化器系有害事象、低血糖、または尿路感染症との間にも年齢または性別による治療交互作用はありませんでした（eFigure9）。</u></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>SGLT2阻害薬、GLP1受容体作動薬、またはDPP4阻害薬での重篤な有害事象にも年齢または性別による治療交互作用はありませんでした（eFigure9）。</u></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">死亡は試験全体で稀でした（eFigure10）、また非心血管死亡に対する年齢-治療または性別-治療相互作用の証拠はありませんでした（eFigure11）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">切断またはケトアシドーシスのモデルを適合させるには、個別参加者試験データ内のイベント数が少なすぎました（eTable2）。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>MACE試験における年齢別・性別特異的効果</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>SGLT2阻害薬の効果</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">図3は、年齢-治療および性別-治療の相互作用と、各クラスのプラセボと比較した全体的な年齢別・性別特異的相対的有効性との関連を示しています。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>SGLT2阻害薬は性別に関わらず高齢者でMACEの減少と関連していました</u>（75歳女性でHR 0.84、95%信頼区間0.76-0.93；75歳男性でHR 0.81、95%信頼区間0.73-0.89；65歳女性でHR 0.91、95%信頼区間0.85-0.97；65歳男性でHR 0.88、95%信頼区間0.80-0.96）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong> </strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>GLP1受容体作動薬の効果</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>GLP1受容体作動薬については、男性参加者</u>（例えば65歳男性でHR 0.99、95%信頼区間0.89-1.11）<u>および高齢者</u>（75歳女性でHR 0.91、95%信頼区間0.79-1.05；75歳男性でHR 1.03、95%信頼区間0.87-1.20）<u>ではMACEの有意な減少との関連はありませんでした</u>。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>しかし、若年女性参加者では</u>（55歳女性でHR 0.85、95%信頼区間0.81-0.91；65歳女性でHR 0.88、95%信頼区間0.82-0.95）<u>MACEリスクの減少が見られました</u>。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong> </strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>結果の解釈に関する注意点</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">これらの知見は慎重に解釈する必要があります。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">GLP１受容体作動薬クラスは全体としてMACEに対する有益性を示しましたが（eFigure 3）、このクラス内の一部の薬剤については、MACEへの効果がnullでした（eFigure 12）。同様に、DPP4阻害薬の年齢および性別による有効性の差異もありましたが、これらの薬剤はMACEに対する全体的な効果がnullであったため、慎重に解釈すべきです。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">すべての相互作用の推定値は、特定の試験の包含に敏感でした。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">補足資料のeTable2は、すべてのランダム効果モデルの異質性推定値を提供しています。</span></p>
</div>



<div class="wp-block-group is-layout-constrained wp-block-group-is-layout-constrained">
<figure class="wp-block-image size-full"><img decoding="async" width="484" height="762" src="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/f1c3c7c00813be15cfc8cb8ad683a0e2.jpg" alt="" class="wp-image-3905" srcset="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/f1c3c7c00813be15cfc8cb8ad683a0e2.jpg 484w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/f1c3c7c00813be15cfc8cb8ad683a0e2-254x400.jpg 254w" sizes="(max-width: 484px) 100vw, 484px" /></figure>
</div>



<blockquote class="wp-block-quote is-layout-flow wp-block-quote-is-layout-flow">
<div class="wp-block-group is-layout-constrained wp-block-group-is-layout-constrained">
<p class="wp-block-paragraph">JAMA. 2025 Feb 3:e2427402.</p>
</div>
</blockquote>



<div class="wp-block-group is-layout-constrained wp-block-group-is-layout-constrained">
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>考察</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>主要な研究結果の要約</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">本ネットワークメタ分析は、103試験からの個別参加者データ（IPD）を含む601試験を対象に、2型糖尿病患者における3つの新しい薬剤クラス（SGLT2阻害薬、GLP1受容体作動薬、DPP4阻害薬）の有効性が年齢や性別によって異なるかどうかを評価しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>HbA1cに関しては、SGLT2阻害薬は年齢の増加とともに効果がわずかに低下し、45歳と比較して75歳では、プラセボと比較した治療効果が約0.25%減弱しました。</u></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>対照的に、SGLT2阻害薬によるMACE（主要心血管イベント）の減少は、若年者と比較して高齢者でより大きいことが示されました。</u></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>GLP1受容体作動薬については、高齢者でのHbA1c低下効果がより大きく、一方で心血管有効性は若年女性参加者でより高いというエビデンスが一部ありました。</u></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong> </strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>先行研究との比較</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">年齢や性別による2型糖尿病治療の有効性の異質性（交互作用）を評価した先行研究は、一般に無作為化対照試験の集計データやサブグループデータを使用するか、または観察研究（非無作為化）データに依存していました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">SGLT2阻害薬とGLP1受容体作動薬の有効性における男女間の差異に関するメタ分析では、心血管アウトカムに対する有効性に統計的に有意な差は見られませんでしたが、女性患者群の推定値における統計的不確実性が大きいため、女性患者間での心血管有効性の低下の可能性が推測されていました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">私たちの分析は、より大規模かつ包括的な研究群を含み、個別参加者データを取り入れることで、より高い精度を提供し、性別がこれらの薬剤クラスの有効性の差異と関連していないことをより明確に示しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong> </strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>関連する最近のメタ分析との関係</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">最近のネットワークメタ分析は、心不全、末期腎疾患、および本分析に含まれていない薬剤関連有害事象を含む、さまざまな臨床アウトカムにわたる2型糖尿病治療の有効性を評価しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">この最近のネットワークメタ分析では、MACEに加えて、SGLT2阻害薬とGLP1受容体作動薬が心不全による入院リスクと末期腎疾患のリスクを低減し、末期腎疾患の低減においてはSGLT2阻害薬の方が優れた有効性を示すことが明らかになりました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">治療による有害事象は一般的にクラス特異的であり、SGLT2阻害薬での性器感染症やGLP1受容体作動薬での消化器系合併症などが含まれていました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>しかし、この先行分析では年齢や性別による異質性を評価しておらず、IPDの分析も含まれていませんでした。</u></span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>年齢によるSGLT2阻害薬の効果差異：腎機能の影響と臨床的示唆</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>年齢と腎機能低下による血糖降下効果への影響</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>SGLT2阻害薬の血糖降下効果が高齢者で減弱する理由として、最も考えられるのは年齢関連の腎機能低下です。</u></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">例えば、最近のDPP4阻害薬とSGLT2阻害薬を比較した二重盲検3群クロスオーバー研究では、推定糸球体濾過量が60～90 ml/min/1.73m²の参加者は、90 ml/min/1.73m²超の参加者と比較して、SGLT2阻害薬服用時よりもDPP4阻害薬服用時の方が低いHbA1cを示しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">この文脈において、<u>血糖降下効果が低いにもかかわらず、高齢者ではSGLT2阻害薬によるMACE（主要心血管イベント）の減少がより大きかったことは注目に値します</u>。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong> </strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>HbA1c以外の心血管リスク因子の重要性</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">この結果は、MACEのリスク決定における代替指標（HbA1cなど）の限界を浮き彫りにしています。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>MACEにおいては、高血糖よりも高血圧や脂質異常症がより重要なリスク因子となります。また、この知見は、高血糖を特徴としない心不全や慢性腎臓病などの糖尿病以外の疾患における心血管転帰の改善にもSGLT2阻害薬が有効であることと一致しています。</u></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong> </strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>高齢患者治療への臨床的示唆</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">現在の臨床ガイドラインでは、複数の長期的疾患やフレイル（虚弱）を持つ高齢者に対して、有害事象のリスクが高いため、より緩やかな血糖コントロール目標を推奨しています。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">今回の結果は、高齢者を治療する際に、安全性、忍容性、患者の優先事項に加えて、治療の心臓保護効果を考慮する必要性を強調しています。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>本研究の結果は、対象試験に含まれる高齢者間で同等またはより良好な心血管有効性を示していますが、臨床試験では80歳以上の人々はほとんど登録されていません。</u></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">また、試験参加者と日常診療で治療を検討される人々の間には測定されていない差異が存在する可能性が高いです。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">例えば、心血管イベントと合併症の両方のリスクを増加させるフレイルなどの年齢関連状態は、これらの試験では定量化されていません。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">したがって、本分析では、かなり高齢（80歳以上）またはフレイルを有する人々での有効性が同様であるかどうかは評価されていません。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">これは、リスクとベネフィットのバランスが最も不確実なグループです。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong> </strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>将来の研究への提言</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">さらに、治療効果に対する年齢の影響は、腎機能や併存疾患の有無と程度などの他の測定可能な年齢関連特性を通じて調整されている可能性が高いです。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">将来の研究でこのような特性を考慮することで、より特定の特性に応じた治療のベネフィットについてより細かな理解が可能になるかもしれません。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">これにより、高齢者全体での治療効果だけでなく、異なる生理学的・臨床的特性を持つ高齢者における効果も特定できるでしょう。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">高齢者やフレイルを持つ人々を募集・維持し、機能状態を明示的に測定・報告する臨床試験が必要です。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>研究の限界点と結論</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>研究限界</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>データの可用性と代表性</strong></span></p>
<ul>
<li><span style="font-size: 14px;"><u>本分析の主な強みは個別参加者データ（IPD）を使用して年齢・性別と治療の相互作用を推定したことですが、すべての対象試験でこれが利用可能ではありませんでした（601試験中103試験、17%のみ）。</u></span></li>
<li><span style="font-size: 14px;">IPDの利用可能性は治験スポンサーのデータ共有体制に依存していたため、含まれたIPDは無作為サンプルではありません。</span></li>
<li><span style="font-size: 14px;">研究者らは直接的な研究著者への接触による追加IPDの入手は試みませんでした。</span></li>
</ul>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong> </strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>方法論的制約</strong></span></p>
<ul>
<li><span style="font-size: 14px;">マルチレベルネットワークメタ回帰の使用により、個別レベルデータの有無に関わらず、すべての治療比較（クラス内、クラス間、プラセボとの比較）を交互作用の推定に使用できました。</span></li>
<li><span style="font-size: 14px;">クラス内の薬剤効果は独立して推定されましたが、相互作用推定においては同一クラス内の薬剤間で相互作用が共通であると仮定しており、実際には各クラスで少なくとも一部の個別レベルデータを持つ試験が必要です。</span></li>
</ul>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong> </strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>アウトカムと分析の範囲</strong></span></p>
<ul>
<li><span style="font-size: 14px;">多数の試験を含めましたが、心血管アウトカムを評価した試験の割合は比較的小さいものでした。</span></li>
<li><span style="font-size: 14px;">複数の薬剤クラスを持つ試験群は、ソフトウェアが群内の成分の明示的モデル化を許可しないため除外し、クラスレベルの相互作用に焦点を当てました。</span></li>
<li><span style="font-size: 14px;">臨床的に関連性の高い血糖および心血管有効性を評価しましたが、<u>他の臨床エンドポイント（腎臓イベントなど）は含まれていません</u>。</span></li>
</ul>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong> </strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>有害事象と絶対リスクの評価</strong></span></p>
<ul>
<li><span style="font-size: 14px;">これらの薬剤と確立されたリスクとの関連が年齢や性別によって異なるかどうかを評価しましたが、試験データ内のイベント数が少ないために分析は制限されました。</span></li>
<li><span style="font-size: 14px;">より希少なイベントの特定がより容易な日常的医療データの活用が理想的である特定の有害事象との新規関連の特定は試みませんでした。</span></li>
<li><span style="font-size: 14px;">MACEを絶対リスクの観点から提示しませんでした。</span></li>
</ul>
<p><span style="font-size: 14px;">多くの状況では、年齢とともにMACEのリスクが高まる可能性が高く、これは治療の絶対的利益を増加させる傾向がありますが、競合リスク（非心血管死亡など）も年齢とともに高まる可能性があります。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">したがって、高齢者における治療の絶対的利益は、相対的治療効果だけでなく、標的集団におけるMACEと競合イベントの発生率にも依存します。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><strong>結論</strong></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">SGLT2阻害薬、GLP1受容体作動薬、およびDPP4阻害薬は、年齢および性別グループ全体でHbA1c低下と関連していました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>SGLT2阻害薬とGLP-1受容体作動薬は、MACEのリスク低下と関連していましたが、その中でもSGLT2阻害薬はHbA1c低下効果が小さいにもかかわらず若年者よりも高齢者でより心臓保護的である一方、GLP-1受容体作動薬は若年者でより心臓保護的であることが示唆されました。</u></span></p>
</div>
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		<item>
		<title>メトホルミンに併用するSGLT2阻害薬とDPP-4阻害薬のベースラインHbA1cにおける血糖低下作用の比較</title>
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		<dc:creator><![CDATA[やまちゃん]]></dc:creator>
		<pubDate>Thu, 20 Aug 2020 11:30:39 +0000</pubDate>
				<category><![CDATA[糖尿病]]></category>
		<category><![CDATA[add-ons]]></category>
		<category><![CDATA[baseline hba1c]]></category>
		<category><![CDATA[dpp-4 inhibitors]]></category>
		<category><![CDATA[metformin monotherapy]]></category>
		<category><![CDATA[sglt2 inhibitors]]></category>
		<guid isPermaLink="false">https://yamachanmr-kimagrekissa.com/?p=1070</guid>

					<description><![CDATA[PubMed URL：https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/32007623/ タイトル：Reduction in HbA1c with SGLT2 inhibitors vs. DPP-4 i [&#8230;]]]></description>
										<content:encoded><![CDATA[
<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<p><span style="font-size: 14px;">PubMed URL：<a href="https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/32007623/">https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/32007623/</a></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">タイトル：Reduction in HbA1c with SGLT2 inhibitors vs. DPP-4 inhibitors as add-ons to metformin monotherapy according to baseline HbA1c: A systematic review of randomized controlled trials</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">＜概要（意訳）＞</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">背景：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">メトホルミン単剤療法で効果不十分な場合、特に心血管疾患、心不全、慢性腎臓病などの併存症がない2型糖尿病（T2DM）患者に次に併用する薬剤の選択に悩まされる医師は多い。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">本研究では、T2DM患者のメトホルミンへ上乗せするDPP-4阻害薬とSGLT2阻害薬のベースラインHBA1ｃにおけるHBA1ｃ低下作用を比較検討した。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">方法：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">最終的に、SGLT2阻害薬群で29RCT［15RCTは低用量、高用量を比較、44のデータセット、n=9,321（ベースライン平均HbA1c＜8％のn=5,460、≧8％のn=3,861）］、DPP-4阻害薬群で59RCT［１RCTは低用量、高用量を比較、1RCTは２つのDPP-4阻害薬を比較、61のデータセット、n=17,914（ベースライン平均HbA1c＜8％のn=11,982、≧8％のn=5,932）］が分析対象となり、その内、７RCTがSGLT2阻害薬とDPP-4阻害薬の直接比較試験であった。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">選定RCTの条件は、「主要評価項目：ベースラインからのHbA1c低下作用、対象：eGFR&gt;60かつメトホルミン単剤療法で効果不十分な2型糖尿病患者≧50例、ベースラインのHbA1c&gt;7％、期間：12～52週」等である。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">結果：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">ベースラインのHbA1cレベルは、SGLT2阻害薬とDPP-4阻害薬のRCT全体で統計的に有意な差はなかった［8.03±0.35％ vs 8.05±0.43％（p=0.8645）］。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">また、ベースラインHbA1c＜8％のサブグループ［7.79±0.15％ vs 7.71±0.23％（p= 0.1486）］とベースラインHbA1c≧8％のサブグループ［8.27±0.32％ vs 8.35±0.33％（p=0.3853）］においても、有意な差はなかった。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">RCT全体におけるHbA1c低下作用は、DPP-4阻害薬（-0.71±0.23％）と比較して、SGLT2阻害薬（-0.80±0.20％）の方が有意に大きかった（p=0.0354）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">ベースラインHbA1c＜8％のサブグループにおけるHbA1c低下作用は、DPP-4阻害薬（7.71±0.23%から−0.62±0.16％の低下）と比較して、SGLT2阻害薬（7.91±0.15%から−0.735±0.17％の低下）の方が有意に大きかった（p=0.0117）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">一方で、ベースラインHbA1c≧8％のサブグループにおけるHbA1c低下作用は、DPP-4阻害薬（8.35±0.33%から−0.80±0.25%の低下）とSGLT2阻害薬（8.27±0.32%から−0.87 ±0.22%の低下）で、有意な差はなかった（p=0.2756）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">ただし、両群において、ベースラインHbA1c＜8％のRCTよりも、ベースラインHbA1c≧8％のRCTの方がHbA1cの低下作用が有意に大きかった。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">SGLT2阻害薬の場合、-0.87±0.22％ vs -0.735±0.17％（p=0.0299）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">DPP-4阻害薬の場合、-0.80±0.24％ vs -0.62±0.16％（p=0.0013）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">よって、この2群間のHbA1c低下作用に差は認められなかったが、ベースラインHbA1c≧8％と＜8％におけるHbA1cの低下差は、SGLT2阻害薬よりもDPP-4阻害薬の方が大きかった。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">しかしながら、RCT全体におけるベースラインのHbA1cとHbA1c低下作用の相関分析では、DPP-4阻害薬（勾配：- 0.26、r<sup>2</sup>= −0.25、p&lt;0.0001）よりもSGLT2阻害薬（勾配：-0.39、r<sup>2</sup> = -0.43、p&lt;0.0001）の方が負の相関を示した。</span></p>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<figure class="wp-block-image size-large"><img decoding="async" width="565" height="282" src="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/1-s2.0-S1262363620300173-gr2.jpg" alt="" class="wp-image-1072"/></figure>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<blockquote class="wp-block-quote is-layout-flow wp-block-quote-is-layout-flow"><p>Diabetes Metab.2020 Jun;46（3）：186-196.</p></blockquote>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<p><span style="font-size: 14px;">SGLT2阻害薬とDPP-4阻害薬の７つの直接比較試験（高用量DPP-4阻害薬のシタグリプチン100㎎は５RCT、サキサグリプチン5mgとリナグリプチン5mgは各１RCT）において、</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">低用量（通常用量）のSGLT2阻害薬とDPP-4阻害薬のHbA1c低下作用は同等であった（-0.75±0.15％ vs -0.78±0.20％、p=0.7697）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">高用量のSGLT2阻害薬とDPP-4阻害薬のHbA1c低下作用に有意な差はなかった</span><span style="font-size: 14px;">（-0.86±0.24％ vs -0.78±0.20％、p=0.5341）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">結論：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">メトホルミン単剤療法で効果不十分なT2DM患者に対するHbA1c低下作用は、SGLT2阻害薬の方がDPP-4阻害薬よりも、若干大きかった。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">ベースラインのHbA1cとHbA1c低下作用の関係は、SGLT2阻害薬の方がDPP-4阻害薬よりも若干強い負の相関を示した為、メトホルミンに追加する２nd療法ではSGLT2阻害薬を優先することを後押しするかもしれない。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">ただし、実臨床における2nd療法の薬剤選択は、ベースラインのHbA1cではなく、体重、血圧、心血管および/または腎保護への影響、安全性プロファイル等を含めた有用性を考慮すべきである。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;">【参考情報】相関と線形回帰分析</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><a href="http://ronbun.jp/column/column06.html">http://ronbun.jp/column/column06.html</a></span></p>
</div></div>
]]></content:encoded>
					
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		<item>
		<title>SGLT2阻害薬かDPP-4阻害薬かの薬剤選択に対する判断材料</title>
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		<dc:creator><![CDATA[やまちゃん]]></dc:creator>
		<pubDate>Mon, 10 Aug 2020 07:00:27 +0000</pubDate>
				<category><![CDATA[糖尿病]]></category>
		<category><![CDATA[administration period]]></category>
		<category><![CDATA[baseline hba1c]]></category>
		<category><![CDATA[dpp-4 inhibitors]]></category>
		<category><![CDATA[meta-analysis]]></category>
		<category><![CDATA[sglt2 inhibitors]]></category>
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					<description><![CDATA[PubMed URL：https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/32396236/　 タイトル：Should Baseline Hemoglobin A1c or Dose of SGLT‐2i G [&#8230;]]]></description>
										<content:encoded><![CDATA[
<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<p><span style="font-size: 14px;">PubMed URL：<a href="https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/32396236/">https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/32396236/</a>　</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">タイトル：Should Baseline Hemoglobin A1c or Dose of SGLT‐2i Guide Treatment With SGLT‐2i Versus DPP‐4i in People With Type 2 Diabetes? A Meta‐Analysis and Systematic Review</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">＜概要（意訳）＞</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">目的：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">ベースラインのHbA1c、または選択するSGLT2阻害薬の用量が、DPP-4阻害薬に対する血糖低下作用の有効性を予測できるかどうかをメタ解析により調査した。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">方法：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">MEDLINE（1996-2019）、Cochrane Central Register of Control試験（CENTRAL）、EMBASE（1947-2019）、Web of Science、CINAHLのデータベースから、2型糖尿病患者を対象に、</span><span style="font-size: 14px;">SGLT2阻害薬とDPP-4阻害薬を直接比較した無作為化試験を検索した。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">最初の検索は2018年9月27日に完了し、2019年5月20日に更新した。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">子供、腎障害患者（eGFR &lt;60 mL/min/1.73m²）、試験中に用量の漸増を計画したSGLT2阻害薬、最大用量でないDPP-4阻害薬を含まれている試験は除外した。 </span><span style="font-size: 14px;">また、レビュー記事、後ろ向き研究、編集者への手紙、会議の要約も除外した。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">このメタ解析の主要評価項目は、「最大用量のDPP-4阻害薬と比較した、ベースラインのHbA1c別におけるFDA承認用量のSGLT2阻害薬との平均血糖低下の差」と「最高用量のDPP-4阻害薬と比較した、投与期間別におけるSGLT2阻害薬との平均血糖低下の差」とした。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">FDAが承認した少量（通常用量）/高用量のSGLT2阻害薬は、「エンパグリフロジン10㎎/25㎎、カナグリフロジン100㎎/300㎎、ダパグリフロジン5㎎/10㎎、エルツグリフロジン5㎎/15㎎」である。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">最大用量のDPP-4阻害薬は、「シタグリプチン100 mg、リナグリプチン5 mg、サキサグリプチン5 mg、アログリプチン25 mg」である。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">結果：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">ベースラインのHbA1c &lt;8.5％のサブグループでは、低用量と高用量の組み合わせたSGLT2阻害薬[平均HbA1c低下-0.53%]と最大用量のDPP-4阻害薬[-0.57%]の血糖低下作用に、有意な差はなかった [平均差0.04％（95％CI：- 0.09％〜0.17％）];I²= 46％;図2）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">ベースラインのHbA1c≥8.5％のサブグループでは、最大用量のDPP-4阻害薬[平均HbA1c低下-1.24%]と比較して低用量と高用量を組み合わせたSGLT2阻害薬[-1.63%]の方が、有意な血糖低下作用があった[平均差-0.36％(95％CI：-0.53％～-0.18％)];I²= 45％;図2）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">ベースラインのHbA1c &lt;8.5％とHbA1c≥8.5％のサブグループ間には、有意な差があった（p=0.0004）。</span></p>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<figure class="wp-block-image size-large"><img decoding="async" width="1024" height="726" src="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/jcph1599-fig-0002-m-1024x726.jpg" alt="" class="wp-image-1011" srcset="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/jcph1599-fig-0002-m-1024x726.jpg 1024w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/jcph1599-fig-0002-m-564x400.jpg 564w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/jcph1599-fig-0002-m-768x544.jpg 768w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/jcph1599-fig-0002-m.jpg 1167w" sizes="(max-width: 1024px) 100vw, 1024px" /></figure>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<blockquote class="wp-block-quote is-layout-flow wp-block-quote-is-layout-flow"><p>J Clin Pharmacol.2020 Aug;60（8）:980-991.</p></blockquote>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<p><span style="font-size: 14px;">ベースラインのHbA1cを＜8.5％、≧8.5％に層別化した試験に限定した試験の分析では、</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">＜8.5％の場合、SGLT2阻害薬とDPP-4阻害薬の間に血糖低下作用の有意な差はなかった[平均差-0.07％(95％CI：-0.07％～0.20％)];I²= 36％;図3a）が、</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">≧8.5％の場合、SGLT2阻害薬の方がDPP-4阻害薬より、有意な血糖低下作用があった[平均差-0.38％(95％CI：-0.56％～0.20％)];I²= 0％;図3a）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">この2グループ間には、有意な差があった（p＜0.0001）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">ベースラインのHbA1cを＜8.0％、≧8.0％に層別化した試験に限定した試験の分析では、</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">＜8.0％の場合、SGLT2阻害薬とDPP-4阻害薬の間に血糖低下作用の有意な差はなかった[平均差0.01％(95％CI：-0.30％～0.32％)];I²= 63％;図3b）が、</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">≧8.0％の場合、SGLT2阻害薬の方がDPP-4阻害薬より、有意な血糖低下作用があった[平均差-0.31％(95％CI：-0.60％～-0.02％)];I²= 78％;図3b）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">この2グループ間には、有意な差はなかった（p=0.13）。</span></p>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<figure class="wp-block-image size-large"><img decoding="async" width="858" height="1024" src="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/jcph1599-fig-0003a-m-858x1024.jpg" alt="" class="wp-image-1014" srcset="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/jcph1599-fig-0003a-m-858x1024.jpg 858w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/jcph1599-fig-0003a-m-335x400.jpg 335w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/jcph1599-fig-0003a-m-768x916.jpg 768w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/jcph1599-fig-0003a-m.jpg 1164w" sizes="(max-width: 858px) 100vw, 858px" /></figure>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<blockquote class="wp-block-quote is-layout-flow wp-block-quote-is-layout-flow"><p>J Clin Pharmacol.2020 Aug;60（8）:980-991</p></blockquote>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<p><span style="font-size: 14px;">ベースラインのHbA1c＜8.5％で、低用量（通常用量）のSGLT2阻害薬と最大用量のDPP-4阻害薬を比較した場合、血糖低下作用に有意な差はなかった[平均差0.13％(95％CI：0.01％～0.25％)、p=0.04];I²= 0％;図3c）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">ベースラインのHbA1c＜8.5％で、高用量のSGLT2阻害薬と最大用量のDPP-4阻害薬を比較した場合、血糖低下作用に有意な差はなかった[平均差0.00％(95％CI：-0.15％～0.15％)、p=1.00];I²= 51％;図3c）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">ベースラインのHbA1c≧8.5％で、低用量（通常用量）のSGLT2阻害薬と最大用量のDPP-4阻害薬を比較した場合、低用量SGLT2阻害薬の方が有意な血糖低下作用があった[平均差-0.33％(95％CI：-0.49％～-0.16％)、p=0.0001];I²= 0％;図3c）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">ベースラインのHbA1c≧8.5％で、高用量のSGLT2阻害薬と最大用量のDPP-4阻害薬を比較した場合、高用量SGLT2阻害薬の方が有意な血糖低下作用があった[平均差-0.34％(95％CI：-0.58％～-0.10％)、p=0.006];I²=64％;図3c）。</span></p>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<figure class="wp-block-image size-large"><img decoding="async" width="832" height="1024" src="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/jcph1599-fig-0003b-m-832x1024.jpg" alt="" class="wp-image-1018" srcset="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/jcph1599-fig-0003b-m-832x1024.jpg 832w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/jcph1599-fig-0003b-m-325x400.jpg 325w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/jcph1599-fig-0003b-m-768x945.jpg 768w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/jcph1599-fig-0003b-m.jpg 1167w" sizes="(max-width: 832px) 100vw, 832px" /></figure>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<blockquote class="wp-block-quote is-layout-flow wp-block-quote-is-layout-flow"><p>J Clin Pharmacol.2020 Aug;60（8）:980-991.</p></blockquote>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<p><span style="font-size: 14px;">12～26週における、低用量（通常用量）SGLT2阻害薬と最大用量のDPP-4阻害薬を比較した場合、血糖低下作用に有意な差はなかった[平均差0.01％(95％CI：-0.05％～0.07％)、p=0.71];I²= 0％;図4）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">12～26週における、高用量SGLT2阻害薬と最大用量のDPP-4阻害薬を比較した場合、</span><span style="font-size: 14px;">高用量SGLT2阻害薬の方が有意な血糖低下作用があった[平均差-0.11％(95％CI：-0.18％～-0.04％)、p=0.001];I²=40％;図4）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">52～78週における、低用量（通常用量）SGLT2阻害薬と最大用量のDPP-4阻害薬を比較した場合、低用量SGLT2阻害薬の方が有意な血糖低下作用があった[平均差-0.12％(95％CI：-0.23％～-0.02％)、p=0.02];I²=45％;図4）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">52～78週における、高用量SGLT2阻害薬と最大用量のDPP-4阻害薬を比較した場合、</span><span style="font-size: 14px;">高用量SGLT2阻害薬の方が有意な血糖低下作用があった[平均差-0.24％(95％CI：-0.34％～-0.15％)、p&lt;0.00001];I²=49％;図4）。</span></p>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<figure class="wp-block-image size-large"><img decoding="async" width="715" height="1024" src="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/jcph1599-fig-0004-m-1-715x1024.jpg" alt="" class="wp-image-1020" srcset="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/jcph1599-fig-0004-m-1-715x1024.jpg 715w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/jcph1599-fig-0004-m-1-279x400.jpg 279w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/jcph1599-fig-0004-m-1-768x1100.jpg 768w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/jcph1599-fig-0004-m-1-1073x1536.jpg 1073w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/jcph1599-fig-0004-m-1.jpg 1167w" sizes="(max-width: 715px) 100vw, 715px" /></figure>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<blockquote class="wp-block-quote is-layout-flow wp-block-quote-is-layout-flow"><p>J Clin Pharmacol.2020 Aug;60（8）:980-991.</p></blockquote>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<p><span style="font-size: 14px;">結論：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">SGLT2阻害薬とDPP-4阻害薬は、2型糖尿病患者の血糖管理に有効な薬剤であるが、ベースラインのHbA1c≧8.0％では、SGLT2阻害薬を優先する方が有効かもしれない。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">26週における血糖低下作用は、最大用量のDPP-4阻害薬と比較して、高用量のSGLT2阻害薬の方が有意であった。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">52週から78週における血糖低下作用は、最大用量のDPP-4阻害薬と比較して、低用量（通常用量）と高用量ともにSGLT2阻害薬の方が有意であった。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">これらの分析結果は、SGLT2阻害薬とDPP-4阻害薬の選択に対する判断材料として役に立つが、各薬剤のメリット、副作用、コストを含めた要因も考慮する必要があるだろう。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">【参考情報】</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">コクランライブラリー</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><a href="http://www.med.teikyo-u.ac.jp/~ebm/cochrane_contents.htm">http://www.med.teikyo-u.ac.jp/~ebm/cochrane_contents.htm</a>　</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">研究間の異質性の評価法</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><a href="https://www.slideshare.net/okumurayasuyuki/meta-analysis-okumura">https://www.slideshare.net/okumurayasuyuki/meta-analysis-okumura</a></span></p>
</div></div>
]]></content:encoded>
					
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		<item>
		<title>メトホルミン単剤療法に追加したSU薬・DPP-4阻害薬・SGLT2阻害薬の効果比較</title>
		<link>https://yamachanmr-kimagrekissa.com/diabetes/%e3%83%a1%e3%83%88%e3%83%9b%e3%83%ab%e3%83%9f%e3%83%b3%e5%8d%98%e5%89%a4%e7%99%82%e6%b3%95%e3%81%ab%e8%bf%bd%e5%8a%a0%e3%81%97%e3%81%9fsu%e8%96%ac%e3%83%bbdpp-4%e9%98%bb%e5%ae%b3%e8%96%ac%e3%83%bbsglt</link>
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		<dc:creator><![CDATA[やまちゃん]]></dc:creator>
		<pubDate>Sat, 08 Aug 2020 03:30:00 +0000</pubDate>
				<category><![CDATA[糖尿病]]></category>
		<category><![CDATA[added to metformin monotherapy]]></category>
		<category><![CDATA[comparative effects]]></category>
		<category><![CDATA[dpp-4 inhibitors]]></category>
		<category><![CDATA[sglt2 inhibitors]]></category>
		<category><![CDATA[sulphonylureas]]></category>
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					<description><![CDATA[PubMed URL：https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/31957254/　 タイトル：Comparative effects of sulphonylureas, dipeptidyl p [&#8230;]]]></description>
										<content:encoded><![CDATA[
<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<p><span style="font-size: 14px;">PubMed URL：<a href="https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/31957254/">https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/31957254/</a>　</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">タイトル：Comparative effects of sulphonylureas, dipeptidyl peptidase‐4 inhibitors and sodium‐glucose co‐transporter‐2 inhibitors added to metformin monotherapy: a propensity‐score matched cohort study in UK primary care</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">＜概要（意訳）＞</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">背景：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">イギリスの診療報酬制度にある業績払いは「Quality and Outcomes Framework（QOF）」、と呼ばれ、国が決める疾患の診療目標などの達成度に基づいて支給されている。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">診療目標の達成度の結果は「Quality And Outcomes Framework」というホームページで公開される。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">その為、動機付けされる2型糖尿病患者の血糖値、心血管リスク、腎機能に関するデータはプライマリケア医によって定期的に記録されている。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">本研究では、傾向スコアマッチングにより、メトホルミン単剤の強化療法としてSU薬、DPP-4阻害薬、SGLT2阻害薬の新規追加治療による心血管と腎リスクに与える影響を評価した。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">方法：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">イギリス臨床診療研究データリンク（CPRD）から、メトホルミンに新規追加されたSU薬、SGLT2阻害薬、DPP-4阻害薬の10,631人のプライマリケアデータを抽出して、傾向スコアが一致するコホートを作成し、線形混合モデルを使用して、HbA1c（IFCC値）、推算糸球体濾過量（eGFR）、収縮期血圧（SBP）、ボディマス指数（BMI）の各コホートにおける96週間の変化を記録した。</span></p>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<figure class="wp-block-image size-large"><img decoding="async" width="1024" height="922" src="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/dom13970-fig-0001-m-1024x922.jpg" alt="" class="wp-image-990" srcset="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/dom13970-fig-0001-m-1024x922.jpg 1024w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/dom13970-fig-0001-m-444x400.jpg 444w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/dom13970-fig-0001-m-768x691.jpg 768w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/dom13970-fig-0001-m-1536x1382.jpg 1536w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/dom13970-fig-0001-m-1920x1728.jpg 1920w" sizes="(max-width: 1024px) 100vw, 1024px" /></figure>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<blockquote class="wp-block-quote is-layout-flow wp-block-quote-is-layout-flow"><p>Diabetes Obes Metab. 2020 May;22（5）:847-856.</p></blockquote>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<p><span style="font-size: 14px;">結果：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">メトホルミン単剤療法に追加したSU薬、DPP-4阻害薬、SGLT2阻害薬の研究集団（N=10,631）の40％は女性であり、平均の年齢、BMI、eGFR、収縮期血圧は、それぞれ、60歳、33 kg/m<sup>2</sup>、89 mL/min/1.73m<sup>2</sup>、133mmHgであった。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">全体の研究集団をeGFR（N=5,067）、HbA1c（N=5,392）、BMI（N=6,587）、SBP（N=7,958）の４つのサブコホートに分類した。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">＜HBA1ｃ（IFCC値）の変化＞</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">ベースラインの血糖値は、76～77mmol/mol（NGSP値：9.1～9.2％）であり、96週間を通じてメトホルミン単剤に追加した3剤の低下が認められたが、SGLT2阻害薬の血糖降下作用が一番大きかった。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">12週における平均の血糖低下は、SGLT2阻害薬、SU薬、DPP-4阻害薬のそれぞれで、</span><span style="font-size: 14px;">-5.2 mmol/mol、-14.3 mmol/mol、-11.9 mmol/molであった。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">60週における平均の血糖低下は、3剤間で同等であった。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">96週におけるSGLT2阻害薬とDPP-4阻害薬との平均の血糖低下は、-5.4mmol/molであり、SGLT2阻害薬とSU薬との平均の血糖低下は、–1.7mmol/molであった。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">＜SBPの変化＞</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">ベースラインのSBPは、134〜135mmHgであり、96週間を通じて低下が認められたのは、SGLT2阻害薬のみであった。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">12週における平均のSBP低下は、SGLT2阻害薬、SU薬、DPP-4阻害薬のそれぞれで、</span><span style="font-size: 14px;">-2.3 mmHg、-0.8 mmHg 、̠-0.9 mmHgであった。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">60週における平均のSBP低下は、DPP-4阻害薬とSU薬では認められなかった。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">96週におけるSGLT2阻害薬とDPP-4阻害薬との平均のSBP低下は、-1.82 mmHgであり、SGLT2阻害薬とSU薬との平均のSBP低下は、-3.06 mmHgであった。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">＜BMIの変化＞</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">ベースラインの平均BMIは、36〜37 kg/m<sup>2</sup>であり、96週間を通じてSGLT2阻害薬とDPP-4阻害薬での低下が認められた。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">12週における平均のBMI低下は、SGLT2阻害薬、SU薬、DPP-4阻害薬のそれぞれで、</span><span style="font-size: 14px;">-0.7 kg/m<sup>2</sup>、0.0 kg/m<sup>2</sup>、−0.3 kg/m<sup>2</sup>であった。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">60週におけるBMIは、SGLT2阻害薬とDPP-4阻害薬はベースラインからの低下が維持されていた。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">96週におけるSGLT2阻害薬とDPP-4阻害薬との平均のBMI低下は、-0.92 kg/m<sup>2</sup>であり、SGLT2阻害薬とSU薬との平均のSBP低下は、-1.67 kg/m<sup>2</sup>であった。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">＜eGFRの変化＞</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">ベースラインのeGFRは、95 mL/min/1.73m<sup>2</sup>であり、SGLT2阻害薬とDPP-4阻害薬は12週でのeGFR低下が認められた。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">12週における平均のeGFR低下は、SGLT2阻害薬、SU薬、DPP-4阻害薬のそれぞれで、</span><span style="font-size: 14px;">-3.1 mL/min/1.73m<sup>2</sup>、+0.5 mL/min/1.73m<sup>2</sup> 、-1.0 mL/min/1.73m<sup>2</sup>であった。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">60週におけるeGFR低下は、各薬剤で、〜2 mL/min/1.73m<sup>2</sup>であった。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">96週におけるSGLT2阻害薬とDPP-4阻害薬との平均のeGFR低下は、-0.03 mL/min/1.73m<sup>2</sup>であり、SGLT2阻害薬とSU薬との平均のeGFR低下は、-0.78 mL/min/1.73m<sup>2</sup>であった。</span></p>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<figure class="wp-block-image size-large"><img decoding="async" width="1024" height="780" src="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/dom13970-fig-0002-m-1024x780.jpg" alt="" class="wp-image-1000" srcset="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/dom13970-fig-0002-m-1024x780.jpg 1024w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/dom13970-fig-0002-m-525x400.jpg 525w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/dom13970-fig-0002-m-768x585.jpg 768w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/dom13970-fig-0002-m-1536x1169.jpg 1536w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/dom13970-fig-0002-m-1920x1462.jpg 1920w" sizes="(max-width: 1024px) 100vw, 1024px" /></figure>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<blockquote class="wp-block-quote is-layout-flow wp-block-quote-is-layout-flow"><p>Diabetes Obes Metab. 2020 May;22（5）:847-856.</p></blockquote>
</div></div>





<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<p><span style="font-size: 14px;">結論：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">プライマリーケアの実臨床において、メトホルミン単剤の強化療法としてSU薬を追加するより、SGLT2阻害薬を追加する方が、「血糖値、体重、血圧などの心血管代謝リスク因子」に対する好影響が示された。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">【参考情報】</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">イギリスの医療制度</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><a href="http://famedkms.blogspot.com/2015/04/leeds1.html">http://famedkms.blogspot.com/2015/04/leeds1.html</a></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">HbA1cのJDS 値、NGSP値、IFCC値の換算表</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><a href="https://www.nankodo.co.jp/download/S9784524262625_2.pdf">https://www.nankodo.co.jp/download/S9784524262625_2.pdf</a>　</span></p>
</div></div>
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		<item>
		<title>DPP-4阻害薬と比較したSGLT2阻害薬の新規治療における心血管イベント・死亡リスク</title>
		<link>https://yamachanmr-kimagrekissa.com/diabetes/dpp-4%e9%98%bb%e5%ae%b3%e8%96%ac%e3%81%a8%e6%af%94%e8%bc%83%e3%81%97%e3%81%9fsglt2%e9%98%bb%e5%ae%b3%e8%96%ac%e3%81%ae%e6%96%b0%e8%a6%8f%e6%b2%bb%e7%99%82%e3%81%ab%e3%81%8a%e3%81%91%e3%82%8b%e5%bf%83</link>
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		<dc:creator><![CDATA[やまちゃん]]></dc:creator>
		<pubDate>Wed, 05 Aug 2020 04:00:40 +0000</pubDate>
				<category><![CDATA[糖尿病]]></category>
		<category><![CDATA[cardiovascular events]]></category>
		<category><![CDATA[cvd-real 2 study]]></category>
		<category><![CDATA[death]]></category>
		<category><![CDATA[dpp-4 inhibitors]]></category>
		<category><![CDATA[sglt2 inhibitors]]></category>
		<guid isPermaLink="false">https://yamachanmr-kimagrekissa.com/?p=963</guid>

					<description><![CDATA[PubMed URL：https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/32559476/ タイトル：Risk of cardiovascular events and death associated w [&#8230;]]]></description>
										<content:encoded><![CDATA[
<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<p><span style="font-size: 14px;">PubMed URL：<a href="https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/32559476/">https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/32559476/</a></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">タイトル：Risk of cardiovascular events and death associated with initiation of SGLT2 inhibitors compared with DPP-4 inhibitors: an analysis from the CVD-REAL 2 multinational cohort study</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">＜概要（意訳）＞</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">背景：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">2型糖尿病患者を対象とした心血管アウトカム試験において、SGLT2阻害薬は心血管へのベネフィットを示したが、DPP-4阻害薬は示していない。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">本研究では、実臨床化におけるDPP-4阻害薬と比較したSGLT2阻害薬の心血管への影響と心血管疾患の既往の有無別（1次/2次予防）における影響を調査した。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">方法：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">この比較コホート研究では、アジア太平洋、中東、ヨーロッパ、北米の地域における13か国の実臨床データを使用して、2型糖尿病の成人患者にDPP-4阻害薬の新規治療を開始する群とSGLT2阻害薬の新規治療をする群の心血管イベントと死亡リスクを評価した。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">匿名化された医療記録から、2012年12月1日～2016年5月1日の間に、2型糖尿病の治療でDPP-4阻害薬、またはSGLT2阻害薬を新規開始した患者を抽出し、2014年12月31日～2017年11月30日までフォローアップした。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">主要評価項目は、「心不全による入院、全ての原因による死亡、心筋梗塞、脳卒中」とした。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">結果：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">医療記録から抽出した2,413,198人の2型糖尿病患者の内、SGLT2阻害薬の新規治療を開始したのは230,721人（9.6％）、DPP-4阻害薬の新規治療を開始したのは2,182,477人（90.4％）であった。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">傾向スコアマッチング法により、SGLT2阻害薬とDPP-4阻害薬の新規治療群は、193,124人ずつの１：１にマッチングされた。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">全体の平均年齢は58歳であり、44.1％は女性であり、30.1％は、心血管疾患の既往（2次予防患者）があった。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">また、スタチンは62.4％、ACE阻害剤は23.6％、ARBは38.2％、メトホルミンは78.7％に処方されていた。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">DPP-4阻害薬と比較した、SGLT2阻害薬の新規治療による「心不全による入院」リスクは、</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">[HR 0.69（95% CI：0.61-0.77）、p&lt;0.0001]と大幅な低下が認められた。</span></p>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<figure class="wp-block-image size-large"><img decoding="async" width="977" height="521" src="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/eb22bf7a906b7f73af3d68cd620dade7-1.png" alt="" class="wp-image-967" srcset="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/eb22bf7a906b7f73af3d68cd620dade7-1.png 977w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/eb22bf7a906b7f73af3d68cd620dade7-1-600x320.png 600w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/eb22bf7a906b7f73af3d68cd620dade7-1-768x410.png 768w" sizes="(max-width: 977px) 100vw, 977px" /></figure>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<blockquote class="wp-block-quote is-layout-flow wp-block-quote-is-layout-flow"><p>Lancet Diabetes Endocrinol.2020 Jul;8（7）:606-615.</p></blockquote>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<p><span style="font-size: 14px;">DPP-4阻害薬と比較した、SGLT2阻害薬の新規治療による「全ての原因による死亡」リスクは、[HR 0.59（95% CI：0.52-0.67）、p&lt;0.0001]と大幅な低下が認められた。</span></p>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<figure class="wp-block-image size-large"><img decoding="async" width="981" height="517" src="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/44d29d2792be3bad9a9ed98c7bbb20d6-1.png" alt="" class="wp-image-970" srcset="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/44d29d2792be3bad9a9ed98c7bbb20d6-1.png 981w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/44d29d2792be3bad9a9ed98c7bbb20d6-1-600x316.png 600w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/44d29d2792be3bad9a9ed98c7bbb20d6-1-768x405.png 768w" sizes="(max-width: 981px) 100vw, 981px" /></figure>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<blockquote class="wp-block-quote is-layout-flow wp-block-quote-is-layout-flow"><p>Lancet Diabetes Endocrinol.2020 Jul;8（7）:606-615.</p></blockquote>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<p><span style="font-size: 14px;">DPP-4阻害薬と比較した、SGLT2阻害薬の新規治療による「心不全の入院、あるいは全ての原因による死亡の複合」リスクは、[HR 0.64（95% CI：0.57-0.72）、p&lt;0.0001]と大幅な低下が認められた。　</span></p>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<figure class="wp-block-image size-large"><img decoding="async" width="981" height="553" src="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/0e4aae38a1f5494592124a884058f7cb-1.png" alt="" class="wp-image-972" srcset="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/0e4aae38a1f5494592124a884058f7cb-1.png 981w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/0e4aae38a1f5494592124a884058f7cb-1-600x338.png 600w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/0e4aae38a1f5494592124a884058f7cb-1-640x360.png 640w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/0e4aae38a1f5494592124a884058f7cb-1-768x433.png 768w" sizes="(max-width: 981px) 100vw, 981px" /></figure>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<blockquote class="wp-block-quote is-layout-flow wp-block-quote-is-layout-flow"><p>Lancet Diabetes Endocrinol.2020 Jul;8（7）:606-615.</p></blockquote>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<p><span style="font-size: 14px;">DPP-4阻害薬と比較した、SGLT2阻害薬の新規治療による「心筋梗塞」リスクは、[HR 0.88（95% CI：0.80-0.98）、p=0.020]と中等度の有意な低下が認められた。</span></p>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<figure class="wp-block-image size-large"><img decoding="async" width="985" height="493" src="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/dda9bb331e5adc2b5a3ca1088fa71280.png" alt="" class="wp-image-975" srcset="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/dda9bb331e5adc2b5a3ca1088fa71280.png 985w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/dda9bb331e5adc2b5a3ca1088fa71280-600x300.png 600w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/dda9bb331e5adc2b5a3ca1088fa71280-768x384.png 768w" sizes="(max-width: 985px) 100vw, 985px" /></figure>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<blockquote class="wp-block-quote is-layout-flow wp-block-quote-is-layout-flow"><p>Lancet Diabetes Endocrinol.2020 Jul;8（7）：606-615.</p></blockquote>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<p><span style="font-size: 14px;">DPP-4阻害薬と比較した、SGLT2阻害薬の新規治療による「脳卒中」リスクは、[HR 0.85（95% CI：0.77-0.93）、p=0.0004]と中等度の有意な低下が認められた。</span></p>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<figure class="wp-block-image size-large"><img decoding="async" width="980" height="961" src="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/080047c41d77c58d97cf85ec35d0e15b.png" alt="" class="wp-image-977" srcset="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/080047c41d77c58d97cf85ec35d0e15b.png 980w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/080047c41d77c58d97cf85ec35d0e15b-408x400.png 408w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/080047c41d77c58d97cf85ec35d0e15b-768x753.png 768w" sizes="(max-width: 980px) 100vw, 980px" /></figure>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<blockquote class="wp-block-quote is-layout-flow wp-block-quote-is-layout-flow"><p>Lancet Diabetes Endocrinol.2020 Jul;8（7）:606-615.</p></blockquote>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<p><span style="font-size: 14px;">ベースラインで心血管疾患の既往がある（2次予防）患者と既往がない（1次予防）患者の臨床転帰をサブ解析した。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">DPP-4阻害薬と比較した、SGLT2阻害薬の新規治療による「心不全による入院」リスクは、</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">2次予防で、[HR 0.72（95% CI：0.64-0.80）]</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">1次予防で、[HR 0.66（95% CI：0.53-0.82）]</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">となり、心血管疾患の既往に関わらず、一貫して有意な低下が認められた（交互p=0.54）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">DPP-4阻害薬と比較した、SGLT2阻害薬の新規治療による「全ての原因による死亡」リスクは、</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">2次予防で、[HR 0.64（95% CI：0.58-0.71）]</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">1次予防で、[HR 0.68（95% CI：0.57-0.80）]</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">となり、心血管疾患の既往に関わらず、一貫して有意な低下が認められた（交互p=0.60）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">DPP-4阻害薬と比較した、SGLT2阻害薬の新規治療による「心不全の入院、あるいは全ての原因による死亡の複合」リスクは、</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">2次予防で、[HR 0.69（95% CI：0.62-0.76）]</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">1次予防で、[HR 0.69（95% CI：0.59-0.80）]</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">となり、心血管疾患の既往に関わらず、一貫して有意な低下が認められた（交互p=0.97）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">DPP-4阻害薬と比較した、SGLT2阻害薬の新規治療による「心筋梗塞」リスクは、</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">2次予防で、[HR 0.85（95% CI：0.68-1.07）]</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">1次予防で、[HR 0.76（95% CI：0.62-0.92）]</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">となり、1次予防で有意な低下が認められたが、2次予防との交互作用はなかった（p=0.44）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">DPP-4阻害薬と比較した、SGLT2阻害薬の新規治療による「脳卒中」リスクは、</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">2次予防で、[HR 0.87（95% CI：0.72-1.04）]</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">1次予防で、[HR 0.76（95% CI：0.65-0.90）]</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">となり、1次予防で有意な低下が認められたが、2次予防との交互作用はなかった（p=0.30）。</span></p>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<figure class="wp-block-image size-large"><img decoding="async" width="1024" height="735" src="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/486359223c22c9ae1b93f7f652f68c66-1024x735.png" alt="" class="wp-image-979" srcset="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/486359223c22c9ae1b93f7f652f68c66-1024x735.png 1024w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/486359223c22c9ae1b93f7f652f68c66-557x400.png 557w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/486359223c22c9ae1b93f7f652f68c66-768x551.png 768w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2020/08/486359223c22c9ae1b93f7f652f68c66.png 1096w" sizes="(max-width: 1024px) 100vw, 1024px" /></figure>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<blockquote class="wp-block-quote is-layout-flow wp-block-quote-is-layout-flow"><p>Lancet Diabetes Endocrinol.2020 Jul;8（7）：606-615.</p></blockquote>
</div></div>



<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<p><span style="font-size: 14px;">結論：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">DPP-4阻害薬と比較して、SGLT2阻害薬で2型糖尿病の新規治療を開始する方が、心不全による入院と全死亡リスクが大幅に低下し、地域間でも一貫した結果が認められた。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">また、SGLT2阻害薬の新規治療は、心筋梗塞と脳卒中のリスクを中程度に低下させた。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">本研究は、過去の大規模臨床試験と観察研究で示された結果に新たな知見を追加し、2型糖尿病患者に対するSGLT2阻害薬の心血管のベネフィットを更に支持した。</span></p>
</div></div>
]]></content:encoded>
					
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		<item>
		<title>糖尿病患者におけるDPP-4阻害薬の生化学的パラメータに対する影響比較</title>
		<link>https://yamachanmr-kimagrekissa.com/diabetes/%e7%b3%96%e5%b0%bf%e7%97%85%e6%82%a3%e8%80%85%e3%81%ab%e3%81%8a%e3%81%91%e3%82%8bdpp-4%e9%98%bb%e5%ae%b3%e8%96%ac%e3%81%ae%e7%94%9f%e5%8c%96%e5%ad%a6%e7%9a%84%e3%83%91%e3%83%a9%e3%83%a1%e3%83%bc</link>
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		<dc:creator><![CDATA[やまちゃん]]></dc:creator>
		<pubDate>Tue, 23 Jun 2020 04:15:23 +0000</pubDate>
				<category><![CDATA[糖尿病]]></category>
		<category><![CDATA[comparative effect]]></category>
		<category><![CDATA[dpp-4 inhibitors]]></category>
		<category><![CDATA[laboratory parameters]]></category>
		<guid isPermaLink="false">http://yamachanmr-kimagrekissa.com/medical-journal-blog/?p=715</guid>

					<description><![CDATA[PubMed URL：https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/32317005/　 タイトル：Comparative Effect of Dipeptidyl-Peptidase 4 Inhibi [&#8230;]]]></description>
										<content:encoded><![CDATA[
<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<p><span style="font-size: 14px;">PubMed URL：<a href="https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/32317005/">https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/32317005/</a>　</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">タイトル：Comparative Effect of Dipeptidyl-Peptidase 4 Inhibitors on Laboratory Parameters in Patients With Diabetes Mellitus</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">＜概要（意訳）＞</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">背景：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">糖尿病は、慢性腎臓病、心血管疾患、NASHやNAFLDを含めた慢性肝疾患の主要な危険因子である。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">ゆえに、糖尿病患者の合併症の要因を理解して、腎機能、脂質代謝、肝機能に関連した生化学パラメーターをコントロールすることは重要である。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">本研究では、5つのDPP-4阻害薬が新規で治療介入となった2型糖尿病（DM）患者の生化学的パラメーターに対する影響を比較し評価した。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">方法：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">2型糖尿病の患者で、シタグリプチン（n = 879、50mg/日）、ビルダグリプチン（n = 253、100mg/日）、テネリグリプチン（n = 260、20mg/日）、アログリプチン（n = 237、25mg/日）、リナグリプチン（n = 180、5mg/日）のDPP-4阻害薬を新規処方された患者を対象とした。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">多変量回帰分析によって、投与1年間（ベースライン、3ヶ月後、12ヶ月後）における生化学パラメーター［HbA1c、血清クレアチニン、推算糸球体濾過量（eGFR)、HDL、総コレステロール（TC）、トリグリセリド（TG）、アスパラギン酸アミノトランスフェラーゼ（AST）、アラニンアミノトランスフェラーゼ（ALT）］への影響を比較し評価した。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">結果：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">インスリン、SU薬、ビグアナイド薬、α-グルコシダーゼ阻害薬、チアゾリジン薬、グリニニド薬、SGLT2阻害薬などの抗糖尿病治療薬が併用されていない割合は、シタグリプチン（28.6％）、ビルダグリプチン（39.1％）、テネリグリプチン（55.8％）、アログリプチン（39.2％）、リナグリプチン（49.4％）であった。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">5つのDPP-4阻害薬において、HbA1cの低下効果はベースラインに比し、有意な低下が認められたが、血清クレアチニンの有意な上昇とeGFRの有意な低下が認められた。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">脂質代謝（TC、TG）パラメーターに関しては、ベースラインに比し、シタグリプチン、ビルダグリプチン、アログリプチンにおいて、有意な低下が認められた。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">肝機能（ALT）パラメーターに関しては、ベースラインに比し、シタグリプチン、アログリプチン、リナグリプチンにおいて、有意な低下が認められた。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">しかしながら、ベースラインと比し、3ヶ月後と12ヵ月後の生化学的パラメーターの平均変化は、5つのDPP-4阻害薬の間で有意な差はなかった。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">結論：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">本研究では、５つのDPP-4阻害薬が、血糖、腎臓、脂質、肝臓に関連した生化学的パラメーターに与える影響を示した。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">DPP-4阻害薬は、忍容性の高い血糖降下薬であるが、臨床医は少なくとも12ヶ月間は生化学的パラメーターをモニターすべきだろう。</span></p>
</div></div>



<p class="wp-block-paragraph"></p>
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		<item>
		<title>服用頻度別のDPP-4阻害薬間における服薬継続率とアドヒアランスの比較</title>
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		<dc:creator><![CDATA[やまちゃん]]></dc:creator>
		<pubDate>Fri, 22 May 2020 08:40:18 +0000</pubDate>
				<category><![CDATA[糖尿病]]></category>
		<category><![CDATA[adherence]]></category>
		<category><![CDATA[comparison]]></category>
		<category><![CDATA[dpp-4 inhibitors]]></category>
		<category><![CDATA[persistence]]></category>
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					<description><![CDATA[PubMed URL：https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/31778076/ タイトル：Comparison of Persistence and Adherence Between DPP- [&#8230;]]]></description>
										<content:encoded><![CDATA[
<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<div class="wp-block-group"><div class="wp-block-group__inner-container is-layout-flow wp-block-group-is-layout-flow">
<p><span style="font-size: 14px;">PubMed URL：<a href="https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/31778076/">https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/31778076/</a></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">タイトル：Comparison of Persistence and Adherence Between DPP-4 Inhibitor Administration Frequencies in Patients With Type 2 Diabetes Mellitus in Japan: A Claims-Based Cohort Study</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">＜概要（意訳）＞</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">目的：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">日本人2型糖尿病患者における1日1回、1日2回、または週1回のDPP-4阻害薬における服薬の服薬継続率とアドヒアランスを調査する。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">方法：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">この後ろ向き縦断的観察コホート研究では、日本の大規模診療データベース（MDV）を使用した。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">2015年5月から2017年6月の間にDPP-4阻害薬が新規処方された患者のデータを2018年5月まで1年間追跡し、UTコホート（未治療群）、PTコホート（既治療群）、全体コホート（UT+PT）の服薬継続率とアドヒアランスを評価した。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">結果：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">DPP-4阻害薬を処方された合計598,419人がMDVデータベースで特定された。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">選択基準を満たした39,826人のうち、82.4％が1日1回、15.6％が1日2回、2.0％が週1回のDPP-4阻害薬を処方されていた。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">［服薬継続率（DPP-4阻害薬から他経口血糖降下薬への変更は服薬中断とするが、DPP-4阻害薬への追加薬と服用頻度の異なるDPP-4阻害薬への切り替えは服薬継続と判断）］</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">全体コホートにおける服薬継続率は、1日1回DPP-4阻害薬（66.3％）は、1日2回DPP-4阻害薬（64.7％）と同等であった（HR 1.022 [95％CI：0.994–1.050]; p=.1187）が、週1回DPP-4阻害薬（38.8％）より有意に高い服薬継続率であった（HR 1.699 [95％CI：1.585–1.822]; p &lt;.0001）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">UTコホートにおける服薬継続率は、1日1回DPP-4阻害薬（62.8％）は、1日2回DPP-4阻害薬（58.3％）より有意に高く（HR 1.053[95％CI：1.005–1.103];p＝.0309）、同様に、週1回DPP-4阻害薬（12.3％）より有意に高かった(HR 3.802 [95% CI: 3.331–4.339]; p&lt;.0001)。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">PTコホートにおける服薬継続率は、1日1回DPP-4阻害薬（68.6％）は、1日2回DPP-4阻害薬（67.9％）と同等であった（HR 1.010[95％CI：0.977–1.045]; p=.5472）が、週1回DPP-4阻害薬（49.1％）より有意に高かった（HR 1.420[95％CI：1.308–1.542]; p &lt;.0001）。</span></p>
<p></p>
<p><span style="font-size: 14px;">［アドヒアランス：</span></p>
<ol>
<li><span style="font-size: 14px;">アドヒアランス：各コホート群のベースライン人数に対する12ヶ月後の服薬継続人数の割合</span></li>
<li><span style="font-size: 14px;">平均PDC：proportion of days coveredの略称。調査対象日数に対して実際に処方した日数の比率を示す平均治療日数カバー比率。カットオフ値は0.8。］</span></li>
</ol>
<p><span style="font-size: 14px;">全体コホートにおけるアドヒアランスは、1日1回は2回とともに97.8％（平均PDC＝0.97）で同等であった（OR= 0.945 [95％CI：0.780–1.145]; p=.5636）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">UTコホートにおけるアドヒアランスは、1日1回は96.4％(平均PDC＝0.96)</span><span style="font-size: 14px;">、1日2回は95.6％(平均PDC＝0.96)と同等であった（OR= 0.874 [95％CI：0.686–1.115]; p=.2789）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">PTコホートにおけるアドヒアランスは、1日1回は2回とともに98.8％(平均PDC＝0.98)で同等であった（OR=0.979[95％CI：0.710–1.350］; p=.8979）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">週1回DPP-4阻害薬の全体コホートにおける、アドヒアランスは65.8％（平均PDC=0.74）、UTコホートでは28.5％（平均PDC＝0.46）、PTコホートでは76.2％(平均PDC＝0.81)となり、1日1回と2回よりも大幅に低かった（p &lt;.0001）。</span></p>
<p></p>
<p><span style="color: rgb(0, 0, 0); font-family: 游明朝; font-size: 14px;">結論：</span></p>
<p><span style="font-family: 游明朝; font-size: 14px;"><span style="color: rgb(0, 0, 0);"><span lang="EN-US">DPP-4</span>阻害薬の中では<span lang="EN-US">1</span>日<span lang="EN-US">1</span>回の薬剤が日本で最も多く処方されている。</span></span></p>
<p><span style="font-family: 游明朝; font-size: 14px;"><span style="color: rgb(0, 0, 0);"><span lang="EN-US">1</span>日<span lang="EN-US">1</span>回の<span lang="EN-US">UT</span>コホートにおける服薬継続率は、<span lang="EN-US">1</span>日<span lang="EN-US">2</span>回より高かった。 </span></span><span style="font-family: 游明朝; font-size: 14px;"><span style="color: rgb(0, 0, 0);"><span lang="EN-US">1</span>日<span lang="EN-US">1</span>回の<span lang="EN-US">UT</span>コホートと<span lang="EN-US">PT</span>コホートにおける服薬継続率は、週<span lang="EN-US">1</span>回より高かった。</span></span></p>
<p><span lang="EN-US" style="font-size: 14px;"><span style="color: rgb(0, 0, 0); font-family: 游明朝;">&nbsp;</span></span><span style="font-family: 游明朝; font-size: 14px;"><span style="color: rgb(0, 0, 0);"><span lang="EN-US">UT</span>コホートと<span lang="EN-US">PT</span>コホートにおけるアドヒアランスは、<span lang="EN-US">1</span>日<span lang="EN-US">1</span>回と<span lang="EN-US">1</span>日<span lang="EN-US">2</span>回で同等であった。 週<span lang="EN-US">1</span>回の<span lang="EN-US">UT</span>コホートと<span lang="EN-US">PT</span>コホートにおけるアドヒアランスは、<span lang="EN-US">1</span>日<span lang="EN-US">1</span>回と<span lang="EN-US">2</span>回よりも低かった。</span></span></p>
<p><span lang="EN-US" style="font-size: 14px;"><span style="color: rgb(0, 0, 0); font-family: 游明朝;">&nbsp;</span></span><span style="color: rgb(0, 0, 0); font-family: 游明朝; font-size: 14px;">週<span lang="EN-US">1</span>回<span lang="EN-US">DPP-4</span>阻害薬の長期処方解禁は<span lang="EN-US">2016</span>年であったので、今後の蓄積データの更なる分析が必要だろう。</span></p>
</div></div>
</div></div>
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