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	<title>older patients &#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>older patients &#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>80歳以上の心不全患者におけるSGLT2阻害薬の有効性と安全性</title>
		<link>https://yamachanmr-kimagrekissa.com/cardiology/80%e6%ad%b3%e4%bb%a5%e4%b8%8a%e3%81%ae%e5%bf%83%e4%b8%8d%e5%85%a8%e6%82%a3%e8%80%85%e3%81%ab%e3%81%8a%e3%81%91%e3%82%8bsglt2%e9%98%bb%e5%ae%b3%e8%96%ac%e3%81%ae%e6%9c%89%e5%8a%b9%e6%80%a7%e3%81%a8</link>
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		<dc:creator><![CDATA[やまちゃん]]></dc:creator>
		<pubDate>Sun, 16 Mar 2025 01:00:00 +0000</pubDate>
				<category><![CDATA[循環器]]></category>
		<category><![CDATA[all-cause death]]></category>
		<category><![CDATA[empagliflozin]]></category>
		<category><![CDATA[frailty]]></category>
		<category><![CDATA[heart failure]]></category>
		<category><![CDATA[low bodyweight]]></category>
		<category><![CDATA[older]]></category>
		<category><![CDATA[older patients]]></category>
		<category><![CDATA[real-world]]></category>
		<category><![CDATA[sglt2 inhibitors]]></category>
		<guid isPermaLink="false">https://yamachanmr-kimagrekissa.com/?p=3892</guid>

					<description><![CDATA[PubMed URL：https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/39829330/ 　　　　　　　　 タイトル：The efficacy and safety of sodium-glucose c [&#8230;]]]></description>
										<content:encoded><![CDATA[
<div class="wp-block-group is-layout-constrained wp-block-group-is-layout-constrained">
<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/39829330/">https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/39829330/</a> 　　　　　　　　</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">タイトル：The efficacy and safety of sodium-glucose cotransporter 2 inhibitors in patients aged over 80 years with heart failure</span></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;">SGLT2阻害薬、特にダパグリフロジンとエンパグリフロジンは、糖尿病治療だけでなく、心不全や慢性腎臓病の治療においても極めて重要な薬剤です。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">これらの薬剤は、心血管死亡、心不全による入院、腎機能低下のリスクを有意に減少させることが示されています。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">しかし、これらの有益な効果がある一方で、SGLT2阻害薬には骨格筋量の減少（サルコペニア）という潜在的な副作用があることが報告されています。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">SGLT2阻害薬は代謝の異化作用を促進し体脂肪を減少させますが、同時に骨格筋量も減少させる可能性があります。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">この問題は、リスクが高い高齢の心不全患者の治療において特に重要です。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">若年者と比較して、高齢の慢性心不全患者はより多くの併存疾患を持ち、サルコペニア、フレイル（虚弱）、認知機能障害や認知症などの老年症候群を抱えていることが多いのです。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;">複数の臨床試験がSGLT2阻害薬と年齢の相互作用をサブグループ解析として調査し、高齢者における有効性と安全性に焦点を当てています。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">しかし、これらの試験はランダム化比較試験（RCT）であり、その性質上、比較的状態の良い患者が含まれる傾向があり、フレイルの程度が低く栄養状態の良い高齢患者が登録される傾向があります。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">SGLT2阻害薬の有効性と安全性は、実臨床でよく見られるフレイルや栄養状態の悪い高齢者においては十分に研究されていません。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">また、SGLT2阻害薬がサルコペニアやフレイルの進行により、高齢者の心血管死亡や心不全入院に対して相殺効果を持つ可能性も懸念されています。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">心不全による入院の繰り返しとそれに伴うフレイルの進行は、高齢患者のQOL（生活の質）に影響を与える重要な要因です。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">しかし、実臨床における高齢患者へのSGLT2阻害薬の使用に関するエビデンスは不足しています。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;">私たちは、80歳以上の心不全患者におけるSGLT2阻害薬の有益性や無効性を調査することを目的としました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">特に、フレイルと栄養状態、BMI（体格指数）とSGLT2阻害薬の交互作用に焦点を当てています。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;">方法：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">＜対象患者＞</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">この研究では、2018年1月1日から2023年3月31日までの間に小倉記念病院で心不全のため入院した80歳以上の患者を後ろ向きに評価しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">初回の心不全入院中に死亡した患者は除外されました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">患者は以下の2つのグループに分けられました：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">-SGLT2阻害薬群：心不全入院中または入院前にSGLT2阻害薬（イプラグリフロジン、ダパグリフロジン、ルセオグリフロジン、トホグリフロジン、カナグリフロジン、エンパグリフロジン）が処方された患者</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">-非SGLT2阻害薬群：最初の心不全入院からの退院時までにSGLT2阻害薬が処方されなかった患者</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;">研究期間中に複数回の心不全入院があった場合、最初の入院を登録時点としました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">初回心不全入院時にSGLT2阻害薬を服用していなかった患者は非SGLT2阻害薬群に含め、その後の心不全による再入院時にイベントが発生したとみなしました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>現在、心不全治療に承認されているSGLT2阻害薬はダパグリフロジンとエンパグリフロジンの2種類のみですが、SGLT2阻害薬は心不全と心血管死亡抑制に対するクラス効果が認められているため、すべてのSGLT2阻害薬をSGLT2阻害薬群に含めました。</u></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">患者は後ろ向きに登録されたため、書面によるインフォームドコンセントは免除されました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">このオプトアウト同意方式は、日本の厚生労働省のガイドラインに準拠しています。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">小倉記念病院の倫理審査委員会がこの観察研究のプロトコルを承認し、研究はヘルシンキ宣言に従って実施されました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">研究の目的と詳細な設計は、大学病院医療情報ネットワーク（UMIN000054882）で確認できます。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;"> ＜追跡データの収集方法＞</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">臨床経過に関する追跡データは、退院後の再入院や死亡に関するデータを含め、当院の医療記録から取得しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">当院の記録に記載されていないイベントについては、他病院からの紹介状から入院および死亡に関するデータを収集しました。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;">最初の心不全入院からの退院後に当院に戻らず、上記の方法で臨床経過を追跡できなかった患者については、電話によるインタビューを実施し、他の病院への再入院歴と再入院時の診断を確認しました。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;">＜臨床的アウトカム指標＞</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>主要アウトカムは、最初の心不全入院からの退院後1年以内の「入院を必要とする心不全の悪化」または「全死死亡」の複合指標としました。</u></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">予定された治療のための再入院はイベントとしてカウントしませんでした。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">心不全の代償不全はフラミンガム基準を用いて診断されました。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;">副次的アウトカムとして、SGLT2阻害薬の安全性を評価しました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">具体的には、最初の心不全入院からの退院後1年以内の、以下の理由による再入院を評価しました：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 虚血性脳卒中</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 膀胱炎や腎盂腎炎などの尿路感染症（UTI）</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 脱水による腎前性腎障害</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;"><u>虚血性脳卒中、尿路感染症、脱水による入院を要するものを安全性複合アウトカムとしてイベントと見なしました。</u></span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">イベントの有無を判断するため、2名の循環器内科医が医療記録を確認しました。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;">＜患者特性＞</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">2018年1月1日から2023年3月31日までの間に、心不全で入院した患者は2931人で、そのうち1738人が80歳以上でした。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">入院中に死亡した179人を除外し、最終的に1559人が研究対象となりました。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;">SGLT2阻害薬群には233人の患者が含まれ、そのうち45人（19.3%）は最初の心不全入院前にSGLT2阻害薬が導入されており、188人（80.7%）は最初の心不全入院中にSGLT2阻害薬が導入されました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">一方、非SGLT2阻害薬群には1326人の患者が含まれました（図1参照）。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">1年後の臨床追跡情報は1490人（95.6%）の患者から得られました。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;">両群の患者特性は表1にまとめられています。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">年齢、性別、心房細動（AF）、eGFR（推算糸球体濾過量）、LVEF（左室駆出率）において両群間に有意な差が認められました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">また、GNRI（老年栄養リスク指数）とアルブミン値にも有意な差があり、SGLT2阻害薬群でより良好な栄養状態の傾向が示されました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">さらに、CFS（臨床的フレイルスケール）にも有意な差があり、非SGLT2阻害薬群ではフレイルの進行がより顕著でした。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;">心不全治療薬に関しては、SGLT2阻害薬群ではミネラルコルチコイド受容体拮抗薬（MRA）およびアンジオテンシン受容体-ネプリライシン阻害薬（ARNI)を含むレニン-アンジオテンシン-アルドステロン（RAA）系阻害薬の導入率が高く、ベータ遮断薬については同程度でした。一方、ループ利尿薬の導入率は非SGLT2阻害薬群で有意に高くなっていました。</span></p>
</div>
</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="940" height="781" src="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/2861f37d84eb884e3c8348829b600d57.jpg" alt="" class="wp-image-3893" srcset="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/2861f37d84eb884e3c8348829b600d57.jpg 940w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/2861f37d84eb884e3c8348829b600d57-481x400.jpg 481w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/2861f37d84eb884e3c8348829b600d57-768x638.jpg 768w" sizes="(max-width: 940px) 100vw, 940px" /></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">ESC Heart Fail. 2025 Jan 20.</p>
</div>
</blockquote>



<div class="wp-block-group is-layout-constrained wp-block-group-is-layout-constrained">
<p><span style="font-size: 14px;">心不全治療薬に関しては、SGLT2阻害薬群ではミネラルコルチコイド受容体拮抗薬（MRA）およびアンジオテンシン受容体-ネプリライシン阻害薬（ARNI)を含むレニン-アンジオテンシン-アルドステロン（RAA）系阻害薬の導入率が高く、ベータ遮断薬については同程度でした。一方、ループ利尿薬の導入率は非SGLT2阻害薬群で有意に高くなっていました。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;">SGLT2阻害薬群については、さらに2つのサブセットに分類しました：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; サブセット1：最初の心不全入院前にすでにSGLT2阻害薬が導入されていた患者</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; サブセット2：最初の心不全入院中にSGLT2阻害薬が導入された患者</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">これら2つのサブセットの特性は、補足情報の表S1にまとめられています。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;">結果：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">臨床アウトカムの1年累積発生率は図2に示されています。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">研究対象全体では、1年間の追跡期間中に：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 684人（44.9%）が複合アウトカムを経験</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 334人（21.9%）が全死因死亡</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 498人（32.2%）が心不全により再入院</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;">非SGLT2阻害薬群とSGLT2阻害薬群を比較すると、非SGLT2阻害薬群で有意に高い発生率が示されました：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 主要アウトカム（複合）：47.3% 対 31.6%（P &lt; 0.01）</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 全死亡：23.7% 対 11.9%（P &lt; 0.01）</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 心不全による再入院：37.0% 対 25.8%（P &lt; 0.01）</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="769" height="802" src="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/74753fc8a8e86c1f4edc28b909250fb3.jpg" alt="" class="wp-image-3894" srcset="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/74753fc8a8e86c1f4edc28b909250fb3.jpg 769w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/74753fc8a8e86c1f4edc28b909250fb3-384x400.jpg 384w" sizes="(max-width: 769px) 100vw, 769px" /></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">ESC Heart Fail. 2025 Jan 20.</p>
</div>
</blockquote>



<div class="wp-block-group is-layout-constrained wp-block-group-is-layout-constrained">
<p><span style="font-size: 14px;">多変量解析［SGLT2i群と非SGLT2i群の患者におけるハザード比（HR）および95%信頼区間（CI）は、単変量および多変量Cox回帰モデルを用いて推定した。交絡因子を調整するために、多変量モデルには以下の説明変数が含まれた：年齢、性別、臨床的虚弱尺度（CFS）、老年栄養リスク指数（GNRI）、推定糸球体濾過率（eGFR）、および心不全入院（HFH）からの退院時のFantastic4の使用。］において、SGLT2阻害薬群は以下の各アウトカムに対して独立したリスク低減と関連していました：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 主要アウトカム：調整ハザード比（HR）0.66（95%信頼区間[CI]：0.52–0.85、P &lt; 0.01）</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 全死因死亡：調整HR 0.58（95% CI：0.39–0.87、P &lt; 0.01）</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 心不全による再入院：調整HR 0.69（95% CI：0.52–0.91、P &lt; 0.01）</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">これらの結果は表2に示されています。</span></p>
</div>



<div class="wp-block-group is-layout-constrained wp-block-group-is-layout-constrained">
<figure class="wp-block-image size-large"><img decoding="async" width="1024" height="249" src="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/580e69ae22dac92b3bd7719bdaa60f3e-1024x249.jpg" alt="" class="wp-image-3895" srcset="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/580e69ae22dac92b3bd7719bdaa60f3e-1024x249.jpg 1024w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/580e69ae22dac92b3bd7719bdaa60f3e-600x146.jpg 600w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/580e69ae22dac92b3bd7719bdaa60f3e-768x187.jpg 768w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/580e69ae22dac92b3bd7719bdaa60f3e.jpg 1128w" sizes="(max-width: 1024px) 100vw, 1024px" /></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">ESC Heart Fail. 2025 Jan 20.</p>
</div>
</blockquote>



<div class="wp-block-group is-layout-constrained wp-block-group-is-layout-constrained">
<p><span style="font-size: 14px;">非SGLT2阻害薬群とSGLT2阻害薬群の間で、以下の1年累積発生率に有意差は認められませんでした（図3参照）：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 副次的アウトカム（複合）：11.7% 対 9.4%（P = 0.22）</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 虚血性脳卒中：2.6% 対 0.9%（P = 0.14）</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 尿路感染症：5.0% 対 5.1%（P = 0.97）</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 脱水：4.5% 対 3.8%（P = 0.60）</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;">多変量解析においても、安全性複合アウトカムは非SGLT2阻害薬群とSGLT2阻害薬群の間で有意差を示しませんでした（調整ハザード比[HR]：0.80、95%信頼区間[CI]：0.49–1.29、P = 0.61）。</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;">単変量解析［虚血性脳卒中、尿路感染症、脱水症の各転帰については、イベント発生件数が少なかったため、単変量Cox回帰モデルを用いて2つのグループ間で比較した。］においても、SGLT2阻害薬は以下の有害事象の発生率に有意な増加を示しませんでした（表3参照）：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 虚血性脳卒中：HR 0.36（95% CI：0.09–1.50、P = 0.16）</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 尿路感染症：HR 1.02（95% CI：0.53–1.93、P = 0.96）</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 脱水：HR 0.82（95% CI：0.39–1.72、P = 0.60）</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;">これらの結果から、80歳以上の高齢心不全患者においても、SGLT2阻害薬は安全性の面で問題がないことが示唆されました。</span></p>
</div>



<div class="wp-block-group is-layout-constrained wp-block-group-is-layout-constrained">
<figure class="wp-block-image size-full is-resized"><img decoding="async" width="760" height="796" src="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/da0694d689ec02618e925b98a2b35575.jpg" alt="" class="wp-image-3896" style="width:662px;height:auto" srcset="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/da0694d689ec02618e925b98a2b35575.jpg 760w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/da0694d689ec02618e925b98a2b35575-382x400.jpg 382w" sizes="(max-width: 760px) 100vw, 760px" /></figure>
</div>



<div class="wp-block-group is-layout-constrained wp-block-group-is-layout-constrained">
<figure class="wp-block-image size-large"><img decoding="async" width="1024" height="264" src="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/56da90767fc27f738578761576135644-1-1024x264.jpg" alt="" class="wp-image-3898" srcset="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/56da90767fc27f738578761576135644-1-1024x264.jpg 1024w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/56da90767fc27f738578761576135644-1-600x155.jpg 600w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/56da90767fc27f738578761576135644-1-768x198.jpg 768w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/56da90767fc27f738578761576135644-1.jpg 1129w" sizes="(max-width: 1024px) 100vw, 1024px" /></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">ESC Heart Fail. 2025 Jan 20.</p>
</div>
</blockquote>



<div class="wp-block-group is-layout-constrained wp-block-group-is-layout-constrained">
<p><span style="font-size: 14px;">主要有効性アウトカムと副次的安全性複合アウトカムについて、さまざまな患者グループ間の潜在的な相互作用を調査するために事後解析が実施されました。</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">分析は以下のグループに基づいて行われました：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 臨床的フレイルスケール（CFS）：低度（1–3）、中等度（4–6）、高度（7–9）</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; BMI：下位四分位（18.2 kg/m²未満）と上位四分位（18.2 kg/m²以上）</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 左室駆出率（LVEF）：40%未満と40%以上</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 糖尿病（DM）：あり、なし</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 老年栄養リスク指数（GNRI）：下位四分位（39.1未満）と上位四分位（39.1以上）</span></p>
<p> </p>
<p><span style="font-size: 14px;">多変量解析の結果、SGLT2阻害薬は以下のすべての患者サブグループにおいて、有意な相互作用なしに複合アウトカムのリスクを独立して減少させることが明らかになりました（図4参照）：</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 年齢によらず</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; フレイルの程度によらず</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; BMIの値によらず</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 左室駆出率の値によらず</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 糖尿病の有無によらず</span></p>
<p><span style="font-size: 14px;">&#8211; 栄養状態（GNRI）によらず</span></p>
</div>



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<div class="wp-block-group is-layout-constrained wp-block-group-is-layout-constrained">
<p class="wp-block-paragraph">ESC Heart Fail. 2025 Jan 20.</p>
</div>
</blockquote>



<div class="wp-block-group is-layout-constrained wp-block-group-is-layout-constrained">
<p><span style="font-size: 14px;">安全性アウトカムに関しても、SGLT2阻害薬は年齢、CFS、BMI、LVEF、糖尿病の有無、GNRIによる栄養状態といった因子との間に相互作用を示しませんでした（図5参照）。</span></p>
</div>



<div class="wp-block-group is-layout-constrained wp-block-group-is-layout-constrained">
<figure class="wp-block-image size-large"><img decoding="async" width="1024" height="736" src="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/b360a42e4db7428c8008d7ab5b78dd83-1024x736.jpg" alt="" class="wp-image-3900" srcset="https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/b360a42e4db7428c8008d7ab5b78dd83-1024x736.jpg 1024w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/b360a42e4db7428c8008d7ab5b78dd83-556x400.jpg 556w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/b360a42e4db7428c8008d7ab5b78dd83-768x552.jpg 768w, https://yamachanmr-kimagrekissa.com/wp-content/uploads/2025/03/b360a42e4db7428c8008d7ab5b78dd83.jpg 1128w" sizes="(max-width: 1024px) 100vw, 1024px" /></figure>
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<div class="wp-block-group is-layout-constrained wp-block-group-is-layout-constrained">
<p class="wp-block-paragraph">ESC Heart Fail. 2025 Jan 20.</p>
</div>
</blockquote>



<div class="wp-block-group is-layout-constrained wp-block-group-is-layout-constrained">
<p>SGLT2阻害薬群内のサブセット比較では、サブセット1（入院前からSGLT2阻害薬を使用）はサブセット2（入院中に導入）と比較して、糖尿病の既往と心不全入院歴の有病率が高いことが分かりました。</p>
<p>また、有効性複合アウトカムと安全性複合アウトカムの両方がサブセット1で有意に高い結果となりました。これらの詳細な結果は表S2と図S1に記載されています。</p>
<p> </p>
<p>考察：</p>
<p>この単施設・全症例対象の後ろ向き研究は、80歳を超える高齢心不全患者におけるSGLT2阻害薬の有効性と安全性を評価することを目的としました。</p>
<p><u>結果として、SGLT2阻害薬はこの年齢層において全死亡と心不全入院の調整リスクを有意に低減することが示されました。</u></p>
<p><u>さらに、SGLT2阻害薬で一般的に懸念される虚血性脳卒中、尿路感染症、脱水などの有害事象は、80歳以上の患者でも増加しないことが確認されました。</u></p>
<p> </p>
<p>過去の研究では、SGLT2阻害薬の心血管死亡と心不全入院の発生率低減における年齢の影響が検討されてきました。</p>
<p>例えば、DELIVER試験やDAPA-HF試験では、75歳以上の患者におけるダパグリフロジンの有効性が示されています。</p>
<p><u>しかし、これらの研究はランダム化比較試験（RCT）のサブグループ解析であり、比較的健康な高齢患者が含まれる傾向があり、進行したサルコペニア、高度のフレイル、極めて低体重の患者は除外される傾向がありました。</u></p>
<p><u>実際、DELIVER試験のサブグループ解析では、ダパグリフロジンとBMIの相互作用に焦点を当てていましたが、BMIが18.5 kg/m²未満の患者はわずか0.9%で、主解析に含まれていませんでした。</u></p>
<p> </p>
<p>これらの高度にフレイルな患者は、SGLT2阻害薬の有効性と安全性を検証するための先行研究では十分に検討されていませんでした。</p>
<p><u>さらに、極めて低体重の患者は特にアジア人種の高齢心不全患者では珍しくなく、本研究の全患者の約25%がBMI 18.2 kg/m²未満であり、無視できない集団です。</u></p>
<p><u>注目すべきことに、本研究ではSGLT2阻害薬が極めて低体重で高度にフレイルな患者においてもリスク低減効果を示したことが明らかになりました。</u></p>
<p>この発見は、これまでのRCTでは十分に検証されていなかった重要な知見です。</p>
<p> </p>
<p>SGLT2阻害薬の安全性については、尿路感染症、性器感染症、脱水とそれに続く急性腎障害、虚血性脳卒中、骨折、ケトアシドーシスなどのリスク増加が報告されています。</p>
<p>SGLT2阻害薬による有害事象の可能性は無視できず、特に若年患者と比較してフレイルが高度な高齢患者では注意が必要です。</p>
<p>しかし、本研究では80歳以上の高度フレイル、極めて低体重、および栄養不良の多くの患者を対象としましたが、SGLT2阻害薬が安全性複合イベントの数を増加させることはありませんでした。</p>
<p> </p>
<p><u>本研究の結果から、フレイル、BMI、GNRIで調整した後も、SGLT2阻害薬は有害事象を増加させることなく全死亡と心不全入院を減少させることが示されました。</u></p>
<p><u>この結果は、「SGLT2阻害薬は高齢患者には不適切」という従来の考え方を再考する必要性を示唆し、臨床実践におけるこれらの阻害薬のより積極的な使用を支持する可能性があります。</u></p>
<p> </p>
<p><u>サブグループ解析では、90歳以上の患者、栄養状態が低い患者、高度フレイルの患者においても、SGLT2阻害薬の一貫した有効性が明らかになりました。</u></p>
<p><u>同様に、BMIはSGLT2阻害薬と相互作用を示さず、RCTでは対象外とされていた極めて低体重の患者においても、SGLT2阻害薬が有効性と安全性の観点から許容可能な治療法である可能性が示唆されました。</u></p>
<p> </p>
<p>SGLT2阻害薬がサルコペニアを促進する懸念があります。</p>
<p>代謝の観点からフレイルは以下の2つのタイプに分類できます：</p>
<ol>
<li>食欲不振性栄養不良（AM）フレイルフェノタイプ：</li>
</ol>
<p>   &#8211; 特徴：食欲不振、エネルギー摂取量の減少、体重減少、骨格筋および内臓脂肪の減少</p>
<p> </p>
<ol start="2">
<li>サルコペニア肥満（SO）フレイルフェノタイプ：</li>
</ol>
<p>   &#8211; 特徴：良好な食欲、エネルギー摂取量の増加、体重増加、骨格筋の減少、内臓脂肪の増加</p>
<p> </p>
<p>SOフレイルフェノタイプの個人はSGLT2阻害薬の恩恵を受ける可能性がありますが、AMフレイルフェノタイプの個人は恩恵を受けない可能性があります。</p>
<p>そのため、極めて低体重の患者ではSGLT2阻害薬の効果が減弱する懸念がありました。</p>
<p>しかし、本研究ではBMIとの相互作用は認められず、極めて低体重の患者においてもリスク低減効果が確認されました。</p>
<p>ただし、ランダム化比較試験からの結果がまだ必要であり、さらなる調査が求められます。</p>
<p> </p>
<p>予想通り、SGLT2阻害薬群は非SGLT2阻害薬群と比較して、より栄養状態が良好でフレイルの程度が低い患者で構成されていました。</p>
<p>本研究には明らかな選択バイアスが存在し、患者の24%が高度フレイル（CFS: 7–9）でした。</p>
<p>しかし、SGLT2阻害薬群にはCFSスコア7の患者が非SGLT2阻害薬群よりも多く含まれていた可能性があります。</p>
<p>一方、CFSスコア8（極めて重度のフレイルで終末期に近い）および9（終末期で死に近づいている）の患者は、非SGLT2阻害薬群でより一般的だったと考えられます。</p>
<p>終末期の患者にはSGLT2阻害薬を通常導入しないことを考慮することが重要です。</p>
<p> </p>
<p>SGLT2阻害薬以外の「Fantastic4」の導入率もSGLT2阻害薬群で高かった一方、ループ利尿薬の導入率は低くなっていました。</p>
<p>非SGLT2阻害薬群では心房細動の有病率が高く、eGFRが低く、左室駆出率の低下した心不全患者が少ないという特徴がありました。</p>
<p><u>本研究では、心房細動、左室駆出率、ループ利尿薬など、心不全の予後に関連する因子について調整することができませんでした。</u></p>
<p>SGLT2阻害薬の投与に適していると判断された、比較的全体的な健康状態の良い患者が選択された可能性があり、選択バイアスの存在が示唆されます。</p>
<p> </p>
<p>後ろ向き観察研究という設計上、不良な転帰に関連するその他の測定されていない予後因子についても調整されていません。</p>
<p>これらの選択バイアスと調整されていない因子が研究結果に重要な役割を果たした可能性があります。</p>
<p>この観点から、本研究の結果を一般化するには限界があります。</p>
<p><u>しかし、できるだけ多くの因子を調整し、超高齢患者におけるSGLT2阻害薬の良好な有効性と安全性を実証したという事実は、患者の高齢だけを理由にSGLT2阻害薬の使用を過度に避けるべきではないことを示唆しています。</u></p>
<p> </p>
<p>もし患者の大多数が最初の心不全入院前にすでにSGLT2阻害薬を開始していた場合、安全性アウトカムの解釈には注意が必要です。</p>
<p>これは、SGLT2阻害薬の長期使用は薬剤への耐性の程度を示唆し、そのような患者集団では有害事象はまれであると予想されるためです。</p>
<p>しかし、本研究ではSGLT2阻害薬群の患者のうち、実際にサブセット1（入院前から使用）に分類されたのはわずか19%でした。</p>
<p>SGLT2阻害薬群の大多数を占めるサブセット2（新規導入）は、80歳以上の心不全患者であっても、SGLT2阻害薬の新規導入から恩恵を受けられることを示唆しています。</p>
<p> </p>
<p>本研究の臨床的意義は、実臨床における高齢者治療において重要です。</p>
<p>SGLT2阻害薬が80歳を超える患者でも有害事象を増加させることなく、全死亡と心不全入院を減少させることができるという知見は、高齢者医療に大きな示唆を与えます。</p>
<p>本研究は後ろ向き研究であり、多変量解析による調整にもかかわらず、SGLT2阻害薬群と非SGLT2阻害薬群の間には一部の予後因子が補正されていないため選択バイアスが残っています。</p>
<p>しかし、本研究の意義は高齢者に対する治療的ニヒリズム（治療あきらめ）を克服する助けとなり、さらなる研究の契機となる可能性がある点にあります。</p>
<p> </p>
<p>本研究にはいくつかの限界があります：</p>
<ol>
<li>研究デザインの限界：</li>
</ol>
<p>   &#8211; 単一施設の後ろ向き研究であり、結果の一般化可能性が限られる</p>
<p> </p>
<ol start="2">
<li>解釈の限界：</li>
</ol>
<p>   &#8211; SGLT2阻害薬の全死亡に対するリスク低減効果が先行研究よりも大きく見える</p>
<p>   &#8211; 年齢、性別、eGFR、BMI、CFSスコア、栄養状態などの共変量はCox回帰分析で調整されたものの、選択バイアスが依然として存在する可能性がある</p>
<p>   &#8211; 心房細動、ループ利尿薬、駆出率など重要な因子がイベント数の制約により補正されていない</p>
<p> </p>
<ol start="3">
<li>有害事象評価の限界：</li>
</ol>
<p>   &#8211; 骨折、糖尿病性ケトアシドーシス、性器感染症などSGLT2阻害薬に関連するその他の有害事象が、後ろ向き研究の性質とこれらのイベントの検出制限のため調査されていない</p>
<p> </p>
<ol start="4">
<li>統計的検出力の限界：</li>
</ol>
<p>   &#8211; SGLT2阻害薬の安全性複合アウトカム評価において、サンプルサイズが小さくイベント数が限られていたため、統計的検出力不足によるタイプ2エラー（偽陰性）が生じた可能性がある</p>
<p> </p>
<p>結論：</p>
<p>SGLT2阻害薬は、80歳以上の患者においても有害事象を増加させることなく、全死亡と心不全入院のリスクを低減します。</p>
<p>さらに、高度フレイル、低栄養状態、極めて低体重など、基本的にSGLT2阻害薬の導入に躊躇するような患者においても、SGLT2阻害薬が有効かつ安全である可能性が示唆されました。</p>
<p>この知見は、従来治療が控えられていた患者層への治療選択肢を拡大する可能性があります。</p>
<p> </p>
<p>＜参考情報＞</p>
<p>SGLT2阻害薬治療早期の一時的な腎機能低下に 影響を与える因子と腎予後との関連性を明らかに</p>
<p><a href="https://www.juntendo.ac.jp/news/18661.html">https://www.juntendo.ac.jp/news/18661.html</a>　</p>
</div>
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