このレトロスペクティブ・コホート研究では、急性上部消化管出血の客観的な早期トリアージにおける修正Glasgow-Blatchfordスコアを評価し、低リスク分類、偽陰性例、および臨床的安全性に焦点を当てています。
この記事について
サマリー
要約
急性上部消化管出血では、低リスク症例における不要な入院を避けつつ、緊急介入が必要な患者を特定するための早期リスク層別化が求められます。この単施設レトロスペクティブ・コホート研究では、客観的なトリアージツールとして、修正Glasgow-BlatchfordスコアをオリジナルのGlasgow-Blatchfordスコアと比較評価しました。急性上部消化管出血の連続した患者計366名を対象としました。臨床所見、初診時のバイタルサイン、および受診時に得られた最短の検査結果を用いて、両方のスコアを算出しました。主要な高リスクアウトカムは、院内輸血、治療的内視鏡検査、手術、または死亡の複合エンドポイントとしました。あらかじめ定義した低リスクの閾値（≤1）を用い、診断性能を全体および静脈瘤・非静脈瘤のサブグループで評価しました。全体で366例中151例（41.26%）が複合高リスクアウトカムに該当し、18例（4.92%）が入院中に死亡しました。定義した閾値において、修正スコアはオリジナルスコアよりも高い感度、特異度、陽性的中率、陰性的中率、および一致率を示し、特に特異度（45.58% vs. 40.00%）と陰性的中率（98.00% vs. 94.51%）で最大の向上が認められました。修正スコアにより、さらに9例が低リスクに分類され、低リスク分類における偽陰性は5例から2例に減少しました。特異度は、出血原因に基づく両方のサブグループにおいてもより高くなりました。死亡の識別能については、修正スコアの方が良好でしたが、死亡例が18例のみであったため、この結果の解釈には注意が必要です。これらの知見は、修正Glasgow-Blatchfordスコアが早期トリアージへのより標準化された客観的アプローチを支援し得ることを示唆していますが、依然として偽陰性例が存在することから、単独の退院判断ツールとしてではなく、臨床評価の補助として使用すべきであることが示されました。
概要
急性上部消化管出血とは、トレイツ靭帯より近位で発生し、食道、胃、または十二指腸に関与する出血のことを指します1。上部消化管出血に伴う入院率や死亡率は時間の経過とともに低下していますが、急性上部消化管出血は依然として一般的な救急疾患であり、引き続き大きな臨床的負担となっています2。患者には通常、タール便（黒色便）、吐血、またはその両方が見られ、成人集団における年間発症率は依然として相当な数に上ります3。ほとんどのエピソードは非静脈瘤性であり、多くの場合、消化性潰瘍、急性胃粘膜損傷、マロリー・ワイス症候群、ストレス性粘膜病変、または上部消化管悪性腫瘍に関連しています4。対照的に、静脈瘤出血は、肝硬変および門脈圧亢進症に伴う特に重篤な病態であり、引き続き早期死亡率が高い状態にあります5。
上部消化管内視鏡検査は、急性上部消化管出血における標準的な診断および治療処置であり続けています。しかし、すべての患者に緊急の内視鏡治療、輸血、手術、または長期入院が必要なわけではありません。したがって、内視鏡検査前の早期リスク層別化は、入院治療が必要となる可能性が高い患者を特定し、同時に、入院を必要としない極めて低リスクの患者を認識することを支援するため、救急外来におけるトリアージにおいて極めて重要となります6。この状況において、Glasgow-Blatchfordスコア、内視鏡前Rockallスコア、AIMS65を含む、いくつかの内視鏡前スコアリングシステムが用いられてきました7。これらのツールは重点を置く点が異なります。Glasgow-Blatchfordスコアはもともと臨床的介入の必要性を予測するために開発されましたが、内視鏡前RockallスコアとAIMS65は、より広範な予後評価や死亡率重視のリスク評価に関連して議論されることが多いです8。比較研究では、Glasgow-Blatchfordスコアは治療を必要とする可能性のある患者の特定において良好な成績を収めることが多いことが示されていますが、救急医療におけるあらゆる内視鏡前スコアの実用的な価値は、その変数が初期評価中に迅速、一貫的、かつ再現性をもって取得できるかどうかに依然として依存しています9
Glasgow-Blatchfordスコアには、血中尿素窒素、ヘモグロビン、収縮期血圧、心拍数、黒色便、失神、肝疾患、および心不全が組み込まれています10。この構成により、スコアには明確な臨床的関連性が備わっていますが、いくつかの構成要素は、症状の報告、既往歴の確認、文書の質、または臨床医の判断に依存しています。時間が限られている救急現場では、これらの要因によって評価者間のスコアリングの一貫性が低下し、ワークフローの標準化が制限される可能性があります。この懸念に対処するため、過去の研究者は、客観的な変数のみに基づいた修正Glasgow-Blatchfordスコアを提案しました11。実用的な観点からは、このようなアプローチは、迅速なデータ収集、再現性、および観察者間変動の低減が重要となる初期トリアージ設定において特に有用であると考えられます。同時に、元のスコアを簡略化する場合でも、低リスク分類における十分な安全性を維持しなければなりません。なぜなら、鑑別能が日常的な使用に不十分になれば、客観性が高まったとしても臨床的な意味を持たないからです。
したがって、修正グラスゴー・ブLatchfordスコア（modified Glasgow-Blatchford score）という概念自体は新しいものではありません。しかし、実際の患者コホートにおいて、同じ運用上のアウトカム枠組みおよび低リスク閾値の下で元のグラスゴー・ブLatchfordスコアと直接比較した場合、救急外来の日常的なトリアージにおけるその役割はまだ十分に明らかにされていません。より客観的なスコアは実施の一貫性を向上させる可能性があるため、この空白を埋めることは臨床的に重要ですが、その価値は、この簡略化によって低リスク患者を臨床的に許容可能なレベルで特定でき、かつ高リスクアウトカムを許容可能な精度で識別できるかどうかにかかっています。既存の文献で修正スコアについての記述はありますが、単なる概念的な比較にとどまらず、現代の救急外来のワークフローにおける実用的な適用可能性、想定される制限、および性能を明確にするためには、さらなるコホートベースの検証が必要です。
したがって、本研究は、新たなスコアの開発研究ではなく、単一施設での後方視的な内部妥当性検証および適用分析として設計されました。臨床所見、初診時のバイタルサイン、および初診時に記録された最初期の検査結果を用いて、元のGlasgow-Blatchford scoreと修正Glasgow-Blatchford scoreの両方を算出しました。再校正や閾値の最適化は行っていません。その代わりに、あらかじめ定義された1以下という低リスク閾値を比較分析に使用し、修正スコアが、日常的な救急外来診療における急性上部消化管出血の早期トリアージに対し、より標準化され客観的なアプローチを支持できるかどうかを評価しました。
プロトコル
本レトロスペクティブ研究は、施設内の規定およびヘルシンキ宣言に準拠して実施されました。記録のレビューを開始する前に、青海省人民病院の研究倫理委員会から倫理承認を得ました（承認番号：[2023]-045；2023年5月18日承認）。解析前にすべての患者識別子が削除され、スコアの再構築および統計的評価には匿名化されたデータのみが使用されました。
研究デザインおよび研究期間
急性上部消化管出血における早期のリスク層別化に対する修正グラスゴー・ブラッチフォードスコア（modified Glasgow-Blatchford score）を評価するため、単施設レトロスペクティブコホート研究を実施した。2023年1月以降から2025年1月までの期間に、病院情報システムおよび電子カルテシステムから、適格な連続入院患者を特定した。本研究は、新たなスコアの開発研究や閾値の再校正研究ではなく、内部妥当性の検証および適用分析として位置づけられた。
患者のスクリーニングおよび適格性基準
研究期間中に hospitalization した患者を対象に、入院記録および救急外来の文書を確認して適格性をスクリーニングした。18歳から80歳までで、過去24時間以内に、吐血および/または下血と定義される明らかな急性上部消化管出血を呈した患者を組み入れた。別の主疾患による入院後に消化管出血が発生した場合、妊娠が記録されていた場合、急性下部消化管出血が確認された場合、または初診時にオリジナルの Glasgow-Blatchford score または修正 Glasgow-Blatchford score の算出に必要な変数が不足していた場合は、除外した。症例検討中にはスクリーニングログを維持し、スクリーニングした患者の総数、理由別の除外数、スコア変数の不備による除外数、および最終的な解析コホートサイズを記録した。コホートの導出は図 1にまとめられている。
データ収集および変数の定義
年齢や性別を含む人口統計学的変数は、入院登録記録から抽出されました。血便、黒色便、失神、血便などの主訴および徴候は、救急外来での最初の評価記録から抽出されました。内視鏡検査前の最も早い段階での臨床評価を反映させるため、救急外来のトリアージ記録から、最初に記録されたバイタルサイン（具体的には収縮期血圧と心拍数）を抽出しました。元のGlasgow-Blatchfordスコアに必要な併存疾患、具体的には肝疾患と心不全は、記録された既往歴および入院時評価に基づいて記録されました。検査値は、来院時に採取された最初の血液検体から抽出されました。スコアの算出にはヘモグロビンと血中尿素窒素を用いました。アルブミンは、利用可能な場合に限りベースラインの記述的変数としてのみ記録され、元のGlasgow-Blatchfordスコア、修正Glasgow-Blatchfordスコア、または主要な比較分析には含まれませんでした。
0 h、6 h、24 hに連続的な検査値が得られていた場合、スコア算出には初診時の値のみを使用した。同様に、救急外来での観察中にバイタルサインが繰り返し記録されていた場合も、到着時の初回値のみを使用した。このルールをすべての症例に一律に適用することで、両方のスコアが同じ初期トリアージ時点を反映するようにした。収集した変数、参照資料、および抽出時点をTable 1にまとめる。赤血球輸血、内視鏡的治療、手術、退院時の状態、および全死因による院内死亡を含む入院経過変数は、電子カルテ全体から抽出した。出血の原因は、内視鏡報告書がある場合は、それに基づいて静脈瘤性または非静脈瘤性に分類した。内視鏡による確認が不可能な場合は、担当チームが記録した退院時診断を使用した。この分類ルールはすべての患者に一貫して適用した。
GBSおよびmGBSの算出
元のGlasgow-Blatchfordスコアは、表2に示す標準的なスコアリング基準に従い、血中尿素窒素、ヘモグロビン、収縮期血圧、心拍数、黒色便、失神、肝疾患、および心不全から算出されました。総スコアの範囲は0から23でした。修正Glasgow-Blatchfordスコアは、表3に示す修正スコアリング基準に従い、血中尿素窒素、ヘモグロビン、収縮期血圧、および心拍数を含む、受診時の客観的な変数のみを保持して算出されました。総スコアの範囲は0から16でした。
両方のスコアは、図2にまとめられたワークフローに従い、各患者について、最初に記録された来院時のバイタルサインおよび最初に来院時に測定された臨床検査値を用いて、同一の提示時点のデータソースから遡及的に再構成されました。比較分析のため、両方のスコアに1以下の低リスク閾値を適用しました。オリジナルのGlasgow-Blatchfordスコアにおいて、この閾値はガイドラインで支持されている極低リスク患者の特定と一致していました。修正Glasgow-Blatchfordスコアについては、オリジナルのスコアと直接比較することを可能にするための事前定義された比較ルールとして同じ閾値を使用し、本コホート内での再キャリブレーションは行いませんでした。オリジナルのGlasgow-Blatchfordスコアおよび修正Glasgow-Blatchfordスコアは、ともにチャート抽出後に遡及的に算出されました。どちらのスコアも、リアルタイムの臨床ケアにおける輸血、内視鏡検査、手術、入院レベル、または退院の決定に影響を与えていません。
アウトカムの定義と判定
主要なハイリスクアウトカムは、院内介入および／または全原因による院内死亡と定義した。介入は、初回入院中の赤血球輸血、治療的内視鏡的止血術、または手術と定義した。止血治療を伴わない診断目的の内視鏡検査は、介入アウトカムとして分類しなかった。輸血の有無は、入院記録から直接判定した。研究期間中、輸血の決定は研究担当者ではなく、施設の慣行および患者の臨床状態に基づき、担当医師によって行われた。これらの決定は、診療録に記載されたヘモグロビン値、出血の継続状況、血行動態の安定性、および関連する併存疾患に基づいて行われた。
内視鏡検査のタイミングおよび処置の種類は、内視鏡報告書および処置記録から抽出された。内視鏡検査は、一般に、臨床的に適応があると判断された場合の初期安定化後に実施された。能動的な止血処置を伴う治療的内視鏡処置のみが、介入アウトカムとして分類された。外科的介入は、手術記録および入院記録から確認された。何らかの介入が実施された場合、および／または院内死亡が発生した場合は、患者を高リスクアウトカム群に割り当てた。介入が実施されず、退院まで生存したことが記録されている場合は、患者を低リスクアウトカム群に割り当てた。同一のアウトカム定義を、コホート全体および静脈瘤あり・なしのサブグループ解析に適用した。
統計解析
連続変数は平均値としてまとめられた。 ± 正規分布の場合は標準偏差で、非正規分布の場合は中央値および四分位範囲で表記した。カテゴリー変数は、次のように要約した。 n (%)。群間比較には独立標本t検定を用いた。 t 正規分布に従う連続変数にはt検定を、正規分布に従わない連続変数にはランク和検定を、そしてカテゴリ変数には適切に応じてカイ二乗検定またはフィッシャーの直接確率検定を用いました。
あらかじめ定義した1以下の閾値において、感度、特異度、陽性的中率、陰性的中率、および総合的な正診率を、95%信頼区間とともに両方のスコアについて算出した。また、偽陰性数および偽陽性数の絶対数も記録した。スコアに基づく分類と観察された臨床結果との一致度は、95%信頼区間を伴うCohen's kappaを用いて評価した。主要複合アウトカムおよび院内死亡率について、両スコアの受信者動作特性（ROC）曲線を作成した。95%信頼区間を伴う曲線下面積（AUC）を算出し、相関するROC曲線の下面積をDeLong法を用いて比較した。ペアになった感度および特異度の比較分析はMcNemar検定を用いて行い、正確なP 値を報告した。較正度は、スコアレベルごとの観察されたイベント発生頻度と予測された頻度を比較すること、および較正プロットの視覚的検査によって評価した。臨床的に関連のある閾値確率における2つのスコアの純臨床的利益を比較するため、決定曲線分析を行った。静脈瘤出血および非静脈瘤出血について、同一のアウトカム定義、閾値ルール、および性能指標を用いて、事前定義されたサブグループ解析を実施した。死亡イベント数および静脈瘤サブグループのサイズが限定的であったため、これらの解析は慎重に解釈した。また、代替の修正Glasgow-Blatchfordスコアのカットオフ値を用いた感度分析も実施した。対応する性能比較図をFigure 3に示す。
結果
患者の流れとベースライン特性
研究期間中に急性上部消化管出血で救急科を受診した患者は合計402人であった。適格基準を適用した結果、図1に示すように、最終的な解析には366人の患者が含まれた。表4には、全体のコホートおよび各アウトカム群におけるベースラインの人口統計学的および臨床的特徴を要約している。
予め設定された転帰の定義によると、366人の患者のうち215人（58.74％）が低リスク転帰群に、151人（41.26％）が高リスク転帰群に分類された。全体として、366人の患者のうち239人（65.30％）が男性であった。初診時の収縮期血圧の中央値は126 mmHg（四分位範囲［IQR］、114～142 mmHg）であり、366人の患者のうち10人（2.73％）の収縮期血圧が90 mmHg未満であった。心拍数の中央値は88回/分（IQR、73～103回/分）であり、366人の患者のうち55人（15.03％）の心拍数が100回/分以上であった（表4に示す）。
低リスク転帰群と比較して、高リスク転帰群は年齢が高く、収縮期血圧が低く、心拍数が高く、ヘモグロビン値が低く、尿素窒素値が高く、黒色便、血便、失神、肝疾患、および心不全の頻度が高かった。嘔血は低リスク転帰群でより頻度が高かった。全コホートにおける中央値のオリジナルグラスゴー・ブラッチフォードスコアは6.5（IQR、1-11）であり、高リスク転帰群では10（IQR、7-13）であった。修正グラスゴー・ブラッチフォードスコアの中央値は、全コホートで5.5（IQR、1-9）、高リスク転帰群で9（IQR、7-11）であり、表4に示されている。
入院中の転帰
表5には、入院中の転帰イベントをまとめた。全体として、366人の患者中151人（41.26%）が複合高リスク転帰の基準を満たしたのに対し、366人の患者中215人（58.74%）は治療介入を受けず、退院時に生存した。入院中の死亡は366人の患者中18人（4.92%）に発生した。入院期間中、366人の患者中99人（27.05%）が赤血球輸血を受けており、366人の患者中89人（24.32%）が治療的内視鏡的介入を施行され、366人の患者中17人（4.64%）が手術を要した。これらは表5に示されている。
高リスク転帰に対する比較的スコア性能
スコアに基づく分類と観察された複合アウトカムを比較した分割表を表6にオリジナルのグラスゴー・ブラッチフォードスコア、表7に修正版のグラスゴー・ブラッチフォードスコアについて示す。導出された診断性能指標を表8に要約する。複合高リスクアウトカムおよび入院中の死亡に関する受信者動作特性曲線を図3に示す。事前に定義されたしきい値1以下でオリジナルのグラスゴー・ブラッチフォードスコアを使用した場合、91名の患者が低リスク、275名が高リスクと分類された。この分類により、表6に示す通り、真陽性が146件、真陰性が86件、偽陽性が129件、偽陰性が5件得られた。このしきい値において、オリジナルのグラスゴー・ブラッチフォードスコアは、感度96.69％（95％信頼区間［CI］92.48％–98.58％）、特異度40.00％（95％CI、33.68％–46.67％）、陽性予測値53.09％（95％CI、47.20％–58.89％）、陰性予測値94.51％（95％CI、87.95％–97.84％）、全体的な正解率63.39％（95％CI、58.34％–68.19％）、およびコーエンのカッパ係数0.189（95％CI、0.111–0.267）を達成した。これは表8に示す通りである。
同じ閾値での修正グ拉斯ゴー・ブラッチフォードスコアを用いて、100例が低リスク、266例が高リスクと分類された。この分類により、真陽性が149件、真陰性が98件、偽陽性が117件、偽陰性が2件得られた（表7参照）。同じ閾値において、修正グ拉斯ゴー・ブラッチフォードスコアは、感度98.68％（95％信頼区間、95.30％–99.64％）、特異度45.58％（95％信頼区間、39.06％–52.26％）、陽性的中率56.02％（95％信頼区間、50.01％–61.88％）、陰性的中率98.00％（95％信頼区間、93.02％–99.43％）、全体的正答率67.49％（95％信頼区間、62.57％–72.06％）、およびコーエンのカッパ係数0.253（95％信頼区間、0.175–0.331）を達成した（表8参照）。
元のグラスゴー・ブラッチフォードスコアと比較して、修正版グラスゴー・ブラッチフォードスコアは、低リスクと分類された患者をさらに9名増やし、低リスクの誤分類（偽陰性）の数を5から2に減少させました。複合高リスクアウトカムにおいて、受信者動作特性曲線下面積（AUC）は、元のグラスゴー・ブラッチフォードスコアで0.742（95％信頼区間、0.691–0.792）、修正版グラスゴー・ブラッチフォードスコアで0.781（95％信頼区間、0.733–0.829）であり、表8および図3Aに示されています。DeLong法による2つの相関する受信者動作特性曲線の比較では、わずかながら有意な差が認められました（P = 0.031）。McNemar検定による対応のある比較では、感度に有意差は認められませんでした（P = 0.248）が、特異度には有意差が認められました（P = 0.038）。
出血の病因別に層別化した性能
出血の病因分布およびサブグループの成績は表9に要約されている。非静脈瘤性出血は366例中304例（83.06％）を占め、一方、静脈瘤性出血は366例中62例（16.94％）を占めた。低リスク転帰群では、215例中201例（93.49％）が非静脈瘤性出血であり、215例中14例（6.51％）が静脈瘤性出血であった。高リスク転帰群では、151例中103例（68.21％）が非静脈瘤性出血であり、151例中48例（31.79％）が静脈瘤性出血であった（表9参照）。
非バルーサル亜群では、Glasgow-Blatchfordスコアの特異度が元のスコアで39.30％（95％信頼区間、32.81％–46.20％）から、修正版Glasgow-Blatchfordスコアでは46.77％（95％信頼区間、39.99％–53.66％）に上昇したのに対し、感度はそれぞれ98.06％（95％信頼区間、93.19％–99.47％）および99.03％（95％信頼区間、94.70％–99.83％）と高いままであった。バルーサル亜群では、特異度が35.71％（95％信頼区間、16.34％–61.24％）から42.86％（95％信頼区間、21.38％–67.41％）に上昇したが、感度は両スコアとも97.92％（95％信頼区間、89.10％–99.63％）であり、表9に示されている。バルーサル亜群の症例数が限られていたため、これらの亜群の結果は慎重に解釈された。
入院中の死亡率の予測
入院中死亡の予測における、オリジナルのグラスゴー・ブラッチフォードスコアと改訂版グラスゴー・ブラッチフォードスコアの比較成績を表10に要約する。入院中死亡に関して、改訂版グラスゴー・ブラッチフォードスコアは、感度94.44％（95％信頼区間、74.24％–99.01％）、特異度45.69％（95％信頼区間、40.53％–50.94％）、陽性予測値8.25％（95％信頼区間、5.10％–13.10％）、陰性予測値99.38％（95％信頼区間、96.55％–99.89％）、全体的正答率48.09％（95％信頼区間、43.02％–53.20％）を達成した。オリジナルのグラスゴー・ブラッチフォードスコアの対応する値は、それぞれ88.89％（95％信頼区間、67.20％–96.90％）、39.08％（95％信頼区間、34.10％–44.30％）、7.02％（95％信頼区間、4.37％–11.09％）、98.55％（95％信頼区間、94.87％–99.60％）、および41.53％（95％信頼区間、36.60％–46.64％）であった。入院中死亡に対する受信者動作特性曲線下面積（AUC）は、オリジナルのグラスゴー・ブラッチフォードスコアで0.781（95％信頼区間、0.692–0.870）、改訂版グラスゴー・ブラッチフォードスコアで0.824（95％信頼区間、0.748–0.901）であり、表10および図3Bに示す通りである。入院中死亡に関するDeLong検定では、2つのスコア間の差は統計学的に有意ではなかった（P = 0.118）。入院中の死亡が18例しか発生しなかったため、これらの推定値は慎重に解釈された。
キャリブレーション、決定曲線分析、および感度分析
キャリブレーション分析の結果、スコアレベル全体において観察されたイベント頻度と予測されたイベント頻度の間に妥当な一致が認められたが、元のグラスゴー・ブラッチフォードスコアは、スコアが低い範囲で患者を過剰に高リスクと分類する傾向がより強かった。一方、修正されたグラスゴー・ブラッチフォードスコアは、早期トリアージの意思決定に関連する低リスク範囲でやや優れたキャリブレーションを示した。意思決定曲線分析では、入院および早期介入の意思決定に関連する低～中程度の閾値確率において、修正されたグラスゴー・ブラッチフォードスコアは元のスコアよりもやや高い純臨床利益をもたらしたのに対し、高い閾値確率では両者の純利益曲線は類似していた。代替の修正グラスゴー・ブラッチフォードスコアのカットオフを用いた感度分析では、カットオフを0に設定すると特異度が上昇したが感度が低下し、カットオフを2に設定すると感度は非常に高いままであったが偽陽性の分類数が増加した。したがって、事前に定義された「1以下」の閾値が、比較提示において最もバランスの取れた低リスク分類を提供した。
比較性能の視覚的要約
図4に、事前に定義されたしきい値における、2つのスコアについての感度、特異度、陽性予測値、陰性予測値、および全体的精度の視覚的要約を示す。
データ利用可能性：
この研究を裏付ける生データセットはfigshareに登録されており、以下のリンクから公開されています：Liu, Xiang; Liu, Yufang; Li, Jinyang; He, Wujian (2026)。急性上部消化管出血の初期トリアージにおける修正グラスゴー・ブラッチフォードスコアの適用と内部検証。figshare。データセット。https://doi.org/10.6084/m9.figshare.31901911。
図1：患者選択のフローダイアグラム。患者のスクリーニング、除外理由、最終的なコホートへの組み入れを示すフローダイアグラム。研究期間中に急性上部消化管出血を呈した402人の患者がスクリーニング対象となった。うち36人が除外された。これは、他の主要疾患による入院後に消化管出血を発症した8人、妊娠中の3人、確定診断された急性下部消化管出血のある7人、およびオリジナルまたは修正グラスゴー・ブラッチフォードスコアを算出するために必要な変数が欠落していた18人を含む。最終的な解析には合計366人の患者が組み入れられた。略語；GBS = グラスゴー・ブラッチフォードスコア；mGBS = 修正グラスゴー・ブラッチフォードスコア；AUGIB = 急性上部消化管出血。この図の拡大版を表示するには、こちらをクリックしてください。
図2：提示時データ抽出およびスコア計算のワークフロー。 救急科の記録から、初回記録された来院時バイタルサインおよび最も早期の提示時検査値を後方視的に抽出し、その後、元のグラスゴー・ブラッチフォードスコア（GBS）および修正グラスゴー・ブラッチフォードスコア（mGBS）の再構築、閾値に基づくリスク分類、および観察された入院中の転帰との比較を示したワークフロー。略語；ED＝救急科；GBS＝Glasgow-Blatchford score；mGBS＝modified Glasgow-Blatchford score。 この図の拡大版を表示するには、ここをクリックしてください。
図3：元のグラスゴー・ブラッチフォードスコアと修正グラスゴー・ブラッチフォードスコアの受信者動作特性曲線。 (A) 高リスク複合転帰の予測における受信者動作特性曲線。曲線下面積は、従来のグラスゴー・ブラッチフォードスコアで0.742、修正グラスゴー・ブラッチフォードスコアで0.781であった。 (B）入院中死亡率の予測における受信者動作特性曲線。曲線下面積は、従来のグラスゴー・ブラッチフォードスコアで0.781、修正グラスゴー・ブラッチフォードスコアで0.824であった。略語；AUC ＝ 曲線下面積；GBS ＝ グラスゴー・ブラッチフォードスコア；mGBS ＝ 修正グラスゴー・ブラッチフォードスコア；ROC ＝ 受信者動作特性 この図の拡大版を表示するには、ここをクリックしてください。
図4：事前に定義されたしきい値における比較診断性能の視覚的要約。 感度、特異度、陽性予測値、陰性予測値、および全体的な正答率を比較した棒グラフ。比較対象は、事前に定義された低リスクしきい値（1以下）におけるオリジナルのグラスゴー・ブラッチフォードスコア（GBS）と修正版グラスゴー・ブラッチフォードスコア（mGBS）である。略語；AUC ＝ 曲線下面積；GBS ＝ グラスゴー・ブラッチフォードスコア；mGBS ＝ 修正版グラスゴー・ブラッチフォードスコア；ROC ＝ 受信者動作特性。 この図の拡大版を表示するには、ここをクリックしてください。
| 変数ドメイン | 変数 | 情報源文書 | 分析に使用する時期 |
| 人口統計学的データ | 年齢、性別 | 入院登録記録 | 入院時 |
| 初診時の症状 | 吐血、黒色便、失神、血便 | 初回救急診療評価記録 | 初診時 |
| バイタルサイン | 収縮期血圧、心拍数 | 救急診療のトリアージ記録 | 到着時に最初に記録された値 |
| 併存疾患 | 肝疾患、心不全 | 入院時の病歴および評価 | 初診時 |
| 検査所見 | ヘモグロビン、血液尿素窒素 | 初診時の初回血液検査 | 初診時に最初に得られた値 |
| 追加の記述変数 | アルブミン | 初診時の初回血液検査 | 記録のみ行い、スコア計算には使用しない |
| 入院中の経過に関する変数 | 赤血球輸血、治療的内視鏡検査、手術 | 入院患者の診療記録 | 当該入院期間中 |
| アウトカムに関する変数 | 退院時の状態、入院中の全原因死亡 | 退院記録および入院患者のカルテ | 当該入院期間中 |
| 病因 | 静脈瘤性出血と非静脈瘤性出血 | 内視鏡検査報告書または退院診断 | 入院期間中 |
表1：変数、情報源文書、およびデータ抽出時点。 研究変数、その情報源記録、およびデータ抽出と分析に使用された時点の概要。
| 変数 | カテゴリ | 点数 |
| 血中尿素窒素、mmol/L | 6.5–7.9 | 2 |
| 血中尿素窒素、mmol/L | 8.0–9.9 | 3 |
| 血中尿素窒素、mmol/L | 10.0–24.9 | 4 |
| 血中尿素窒素、mmol/L | ≥25.0 | 6 |
| 男性のヘモグロビン、g/dL | 12.0–12.9 | 1 |
| 男性のヘモグロビン、g/dL | 10.0–11.9 | 3 |
| 男性のヘモグロビン、g/dL | <10.0 | 6 |
| 女性のヘモグロビン、g/dL | 10.0–11.9 | 1 |
| 女性のヘモグロビン、g/dL | <10.0 | 6 |
| 収縮期血圧、mmHg | 100–109 | 1 |
| 収縮期血圧、mmHg | 90–99 | 2 |
| 収縮期血圧、mmHg | <90 | 3 |
| 心拍数、回/分 | ≥100 | 1 |
| 黒色便 | 存在する | 1 |
| 失神 | 存在する | 2 |
| 肝疾患 | 存在する | 2 |
| 心不全 | 存在する | 2 |
表2：オリジナルのグラスゴー・ブラッチフォードスコアの評価基準。 オリジナルのグラスゴー・ブラッチフォードスコアを再構成するために使用される標準的な評価基準。
| 変数 | カテゴリ | 点数 |
| 血中尿素窒素、mmol/L | 6.5–7.9 | 2 |
| 8.0–9.9 | 3 | |
| 10.0–24.9 | 4 | |
| ≥25.0 | 6 | |
| 男性のヘモグロビン、g/dL | 12.0–12.9 | 1 |
| 10.0–11.9 | 3 | |
| <10.0 | 6 | |
| 女性のヘモグロビン、g/dL | 10.0–11.9 | 1 |
| <10.0 | 6 | |
| 収縮期血圧、mmHg | 100–109 | 1 |
| 90–99 | 2 | |
| <90 | 3 | |
| 心拍数、回/分 | ≥100 | 1 |
表3：修正グラスゴー・ブラッチフォードスコアの基準。 客観的変数に基づく評価基準を用いて、修正グラスゴー・ブラッチフォードスコアを再構成した。
| 変数 | 全コホート n = 366 | 低リスク転帰群 n = 215 | 高リスク転帰群 n = 151 | P値 |
| 年齢、歳 | 56 (44, 67) | 52 (41, 63) | 62 (51, 71) | <0.001 |
| 男性、n (%) | 239 (65.30) | 132 (61.40) | 107 (70.86) | 0.064 |
| 収縮期血圧、mmHg | 126 (114, 142) | 130 (118, 145) | 119 (108, 135) | <0.001 |
| SBP < 90 mmHg、n (%) | 10 (2.73) | 2 (0.93) | 8 (5.30) | 0.009 |
| 心拍数、回/分 | 88 (73, 103) | 83 (70, 96) | 96 (82, 110) | <0.001 |
| HR ≥ 100回/分、n (%) | 55 (15.03) | 18 (8.37) | 37 (24.50) | <0.001 |
| ヘモグロビン、g/L | 92 (71, 116) | 101 (82, 123) | 78 (61, 99) | <0.001 |
| 血中尿素窒素、mmol/L | 7.8 (5.2, 12.6) | 6.1 (4.6, 9.5) | 11.4 (7.9, 16.8) | <0.001 |
| 黒色便、n (%) | 241 (65.85) | 129 (60.00) | 112 (74.17) | 0.005 |
| 吐血、n (%) | 161 (43.99) | 108 (50.23) | 53 (35.10) | 0.004 |
| 血便、n (%) | 49 (13.39) | 12 (5.58) | 37 (24.50) | <0.001 |
| 失神、n (%) | 34 (9.29) | 8 (3.72) | 26 (17.22) | <0.001 |
| 肝疾患、n (%) | 67 (18.31) | 19 (8.84) | 48 (31.79) | <0.001 |
| 心不全、n (%) | 29 (7.92) | 10 (4.65) | 19 (12.58) | 0.006 |
| 非静脈瘤性出血、n (%) | 304 (83.06) | 201 (93.49) | 103 (68.21) | <0.001 |
| 静脈瘤性出血、n (%) | 62 (16.94) | 14 (6.51) | 48 (31.79) | <0.001 |
| オリジナルのグラスゴー・ブラッチフォードスコア | 6.5 (1, 11) | 3 (0, 7) | 10 (7, 13) | <0.001 |
| 修正版グラスゴー・ブラッチフォードスコア | 5.5 (1, 9) | 2 (0, 6) | 9 (7, 11) | <0.001 |
表4：研究対象集団のベースライン人口統計学的および臨床的特性。 全体の対象集団のベースライン特性、および低リスク転帰群と高リスク転帰群との比較。
| 転帰 | n (%) |
| 複合高リスク転帰 | 151 (41.26) |
| 低リスク転帰（治療介入なしで退院時生存） | 215 (58.74) |
| 赤血球輸血 | 99 (27.05) |
| 治療的内視鏡的介入 | 89 (24.32) |
| 手術 | 17 (4.64) |
| 入院中の全原因死亡 | 18 (4.92) |
表5：入院中の転帰。研究対象集団における複合高リスク転帰、その構成要素となる各介入、および入院中の死亡の分布。
| オリジナルのグラスゴー・ブラッチフォードスコア分類 | 高リスクの結果 | 低リスクの結果 | 合計 |
| 高リスク（>1） | 146 | 129 | 275 |
| 低リスク（≤1） | 5 | 86 | 91 |
| 合計 | 151 | 215 | 366 |
表6：複合高リスク転帰に対するオリジナルのグラスゴー・ブラッチフォードスコアの分類性能。オリジナルのグラスゴー・ブラッチフォードスコアによる分類と観察された複合高リスク転帰を比較する分割表。
| 修正グ拉斯ゴー・ブラッチフォードスコア分類 | 高リスクの結果 | 低リスクの結果 | 合計 |
| 高リスク（>1） | 149 | 117 | 266 |
| 低リスク（≤1） | 2 | 98 | 100 |
| 合計 | 151 | 215 | 366 |
表7：複合高リスク転帰に対する修正グラスゴー・ブラッチフォードスコアの分類性能。修正グラスゴー・ブラッチフォードスコアによる分類と観察された複合高リスク転帰を比較する分割表。
| 指標 | 元のスコア | 元の95%信頼区間 | 修正後スコア | 修正後95%信頼区間 | P値 |
| 感度 | 96.69% | 92.48%-98.58% | 98.68% | 95.30%-99.64% | 0.317 |
| 特異度 | 40.00% | 33.68%-46.67% | 45.58% | 39.06%-52.26% | 0.041 |
| 陽性予測値 | 53.09% | 47.20%-58.89% | 56.02% | 50.01%-61.88% | 0.219 |
| 陰性予測値 | 94.51% | 87.95%-97.84% | 98.00% | 93.02%-99.43% | 0.038 |
| 正診率 | 63.39% | 58.34%-68.19% | 67.49% | 62.57%-72.06% | 0.112 |
| Cohenのカッパ係数 | 0.189 | 0.111-0.267 | 0.253 | 0.175-0.331 | — |
| AUC | 0.742 | 0.691-0.792 | 0.781 | 0.733-0.829 | 0.047 |
表8：高リスク複合転帰に対するオリジナルおよび修正されたグラスゴー・ブラッチフォードスコアの比較診断性能。 2つのスコアについて、感度、特異度、陽性予測値、陰性予測値、正答率、コーエンのカッパ係数、および曲線下面積を比較した。
| A. 病因の分布 | ||
| 群 | 非静脈瘤性出血 | 静脈瘤性出血 |
| 全コホート n = 366 | 304 (83.06%) | 62 (16.94%) |
| 低リスク転帰群 n = 215 | 201 (93.49%) | 14 (6.51%) |
| 高リスク転帰群 n = 151 | 103 (68.21%) | 48 (31.79%) |
| B. 部分群における診断性能 | ||||||
| 部分群 | 指標 | 従来のグラスゴー・ブラッチフォードスコア | 従来の95%信頼区間 | 改訂版グラスゴー・ブラッチフォードスコア | 改訂版95%信頼区間 | P値 |
| 非静脈瘤性出血 n = 304 | 感度 | 98.06% | 93.19%–99.47% | 99.03% | 94.70%–99.83% | 0.412 |
| 特異度 | 39.30% | 32.81%–46.20% | 46.77% | 39.99%–53.66% | 0.036 | |
| 静脈瘤性出血 n = 62 | 感度 | 97.92% | 89.10%–99.63% | 97.92% | 89.10%–99.63% | 0.761 |
| 特異度 | 35.71% | 16.34%–61.24% | 42.86% | 21.38%–67.41% | 0.044 | |
表9：出血の病因別に層別化した性能。 非静脈瘤性出血および静脈瘤性出血における、オリジナルのグラスゴー・ブラッチフォードスコアおよび修正版グラスゴー・ブラッチフォードスコアの病因別分布およびサブグループごとの診断性能。
| 指標 | 従来のグラスゴー・ブラッチフォードスコア | 95%信頼区間 | 改訂版グラスゴー・ブラッチフォードスコア | 95%信頼区間 | P値 |
| 感度 | 88.89% | 67.20%–96.90% | 94.44% | 74.24%–99.01% | 0.041 |
| 特異度 | 39.08% | 34.10%–44.30% | 45.69% | 40.53%–50.94% | 0.028 |
| 陽性予測値 | 7.02% | 4.37%–11.09% | 8.25% | 5.10%–13.10% | 0.21 |
| 陰性予測値 | 98.55% | 94.87%–99.60% | 99.38% | 96.55%–99.89% | 0.084 |
| 正答率 | 41.53% | 36.60%–46.64% | 48.09% | 43.02%–53.20% | 0.117 |
| AUC | 0.781 | 0.692–0.870 | 0.824 | 0.748–0.901 | 0.049 |
表10：入院中死亡を予測するためのオリジナルおよび修正グラスゴー・ブラッチフォードスコアの比較的性能。入院中死亡の予測における診断性能指標および曲線下面積（AUC）の比較。
ディスカッション
急性上部消化管出血は、生理学的重症度、出血の原因、併存疾患の負荷、および治療反応性の違いによって、短期的な管理と転帰に大きな変動が生じうる、臨床的に不均一な救急疾患である12。蘇生戦略、薬物療法、および内視鏡的止血術が進歩したものの、臨床的に重大な介入負荷や早期死亡は依然として一般的であり、特に肝硬変、血行動態の不安定、または活動性の出血が持続している患者において顕著である13。このような不均一性があるため、内視鏡検査前のトリアージが早期管理において引き続き中心的な役割を担っており、内視鏡検査前に適用可能なリスク評価ツールが依然として実用的な有用性を保持している14。
現代の急性上部消化管出血のケアパスウェイにおいて、内視鏡検査前の評価は予後の推定だけでなく、より綿密なモニタリングの必要性、輸血サポート、高度治療施設への入院、および早期内視鏡検査の優先順位付けなど、即時の運用的決定を支援するためにも用いられています15。現在使用されているツールの中で、オリジナルのGlasgow-Blatchfordスコアが最も広く採用され続けている理由の一つは、内視鏡所見のみに依存するのではなく、臨床的介入を必要とする可能性の高い患者を特定するように設計されているためです16。しかし、その実用的な限界は、構成要素のいくつかが、時間的制約のある救急評価における症状の報告、併存疾患の確認、または記録の質に依存している点にあります。日常的な臨床現場では、これにより評価者間での再現性が低下し、低リスクのトリアージ判別において理想的な状態よりも多くの患者が高リスク分類に移行する可能性があります17。
本研究では、新しいスコアを導出することを目的とはしていない。その代わりに、単施設コホートにおいて、同一のプレゼンテーション時のデータソースから両方のスコアを回顧的に再構築した際、修正グラスゴー・ブラッチフォードスコア（modified Glasgow-Blatchford score）が、より標準化された客観的なトリアージ手法として機能するかどうかを評価した。あらかじめ定義した比較閾値である1以下において、修正スコアは元のグラスゴー・ブラッチフォードスコアよりも高い感度、特異度、陽性的中率、陰性的中率、一致度、および曲線下面積（AUC）を示し、特に特異度と陰性的中率において最も明確な向上が認められた。トリアージの観点からは、高い感度を維持しつつ、院内での治療強化を必要とする可能性が低い患者の特定に対する信頼性を高めるため、これら2つの特性が特に重要となる18。実用的には、修正スコアによってさらに9人の患者が低リスクに分類され、低リスク分類における偽陰性が5人から2人に減少したことから、定義された比較ルールの下で、低リスクの識別能力にわずかではあるが潜在的に有意義な改善があることが示唆された。
本手法を正常に適用するためには、いくつかの運用上の選択が不可欠であった。第一に、両方のスコアを同一の提示時点のデータソースから再構築し、記録された最初の到着時バイタルサインおよび利用可能な最速の検査値を用いた。これにより、輸液蘇生、輸血、またはその後の生理学的変化による歪みを最小限に抑え、解析を後日の入院後の再評価ではなく、実際の初期トリアージにおける疑問点と一致させた。第二に、アウトカムの判定には、治療的介入と診断目的の内視鏡検査のみを区別する、あらかじめ規定された運用定義を用いた。純粋に診断的な処置による臨床的な結果は、止血治療やケアの段階的な強化と同等ではないため、この区別は重要であった。第三に、両スコアは遡及的に算出されたため、輸血、内視鏡検査、手術、入院レベル、または退院に関するリアルタイムの決定には関与しなかった。これにより、組み入れバイアスが軽減され、プロトコルのワークフローとアウトカム解析の間の内部整合性が強化された19。
本ワークフローでは、実施に関連するいくつかの実用的な修正点とトラブルシューティングの問題についても強調しています。カルテベースの回顧的利用において最も一般的な困難は、症状に基づく変数および併存疾患の履歴に関する記録が不完全であるか、あるいは不整合であることです。この問題は、黒色便、失神、肝疾患、心不全の記録が臨床医や時点によって異なる可能性があるため、元のGlasgow-Blatchfordスコアに不釣り合いなほど影響を及ぼします。修正スコアでは、受診時の客観的な変数のみに依拠することで、このような変動要因への依存を低減しています。2つ目の実施上の問題は、検査値取得のタイミングです。再現性のある早期トリアージに利用するためには、スコアリングは輸液投与、血液製剤の投与、または長時間の観察後に得られた値ではなく、受診時の最も早い検体に基づいて行う必要があります。3つ目の問題は、アウトカムの分類です。輸血の実践や治療的内視鏡検査のタイミングは施設によって異なる可能性があるため、これらのエンドポイントは明確に定義し、データ抽出時に一貫して判定する必要があります20。これらの検討事項は再現性に直接関連しており、二次的な技術的詳細ではなく、手法の一部として見なされるべきです。
病因別に層別化した結果から、修正スコアの実用的価値は、単一の急性上部消化管出血サブタイプに限定されないことが示唆されました。特異度は、非静脈瘤性出血と静脈瘤性出血の両方において修正スコアの方が高く、一方で感度は両方の層で高いまま維持されていました。実装の観点からは、このパターンは、客観性の向上によるメリットが非静脈瘤性疾患のみに限定されず、一般的な出血病因全般に及ぶ可能性を支持しています。同時に、本コホートにおける静脈瘤サブグループの規模は限定的であり、これらのサブグループ推定値は慎重に解釈されるべきです。これらの結果は、すべての出血メカニズムにおいて同等の性能を持つという決定的な証拠ではなく、傾向の一貫性を支持するものです21。
死亡率の予測は、介入の予測のみを行うよりも内視鏡検査前の判別においてより困難な課題となります。なぜなら、死亡は出血の重症度だけでなく、潜在的なフレイル、併存疾患、受診の遅れ、および治療への反応をも反映するためです。本コホートにおいて、修正スコアは元のスコアよりも院内死亡に対して良好な判別能を示しました。客観的な変数を用いたスコアの方が、受診時の生理学的機能不全をより直接的に捉えられる可能性があるため、この傾向は生物学的および臨床的に妥当であると考えられます。しかしながら、院内死亡はわずか18例であったため、死亡率に特化した推定値は本質的に不安定なままです。このため、死亡率に関する知見は確定的なものではなく、補完的なものとして解釈されるべきであり、より広範な集団における死亡率予測の優位性の証明として過剰に拡大解釈すべきではありません22。
本研究の結果を解釈する際には、いくつかの限界を考慮する必要がある。第一に、単施設でのレトロスペクティブな設計であるため、選択バイアスおよび情報バイアスが生じる可能性があり、独立した外部検証コホートが得られていない。したがって、本研究は汎用性を示す決定的な証拠ではなく、内部検証および適用分析として解釈されるべきである。第二に、修正Glasgow-Blatchfordスコアの基準値としてあらかじめ設定した1以下という値は、比較のための運用ルールとして使用されており、本コホートにおいて再校正は行われていない。第三に、複合高リスクアウトカムには輸血および治療的介入が含まれているが、これらは一貫した判定ルールがあったとしても、施設の慣行や臨床医の判断によって異なる可能性がある。第四に、高リスク症例のうち2例が修正スコアでは依然として低リスクに分類されており、特に持続的な出血、臨床的な悪化、または状況的なリスクが明らかな場合には、内視鏡検査前のスコアのみを臨床評価から切り離して使用すべきではないことが強調された。第五に、本研究では院内アウトカムのみを評価しており、退院後のイベント、再出血、遅延介入、または長期的な死亡率23は評価していない。これらの設計上の限界に加えて、手法自体にも実用的な制約がある。すなわち、タイムリーな検査結果、初診時のバイタルサインの正確な把握、および介入アウトカムに対する一貫した運用定義に依存している点である。
これらの制限があるものの、本知見はいくつかの実用的な将来の応用を支持するものである。修正グラスゴー・ブラッチフォードスコアは、特に迅速かつ客観的な初診時の評価が好まれ、症状に基づく記録にばらつきがある可能性がある環境において、救急外来のトリアージワークフローにおける標準化された補助手段として有用である可能性がある。今後の研究では、独立した多施設共同コホートでこのスコアを検証し、代替的なカットオフ戦略を検討し、入院数の減少および患者の安全性への潜在的な影響を定量化し、さらにスコアを遡及的に再構成するのではなく、前向きに日常的な救急外来ワークフローに組み込んだ場合の性能を評価すべきである24。また、実装に焦点を当てたさらなる研究により、構造化されたトリアージテンプレートや電子的な意思決定支援パスウェイへの統合が、不安全な早期退院を増加させることなく、使用の一貫性を向上させるかどうかを検討する必要がある。
要約すると、本研究は、急性上部消化管出血の早期トリアージにおいて、修正グラスゴー・ブラッチフォードスコアが、特に特異度、陰性予測値、および事前定義された比較しきい値における全体的な判別能の向上を通じて、オリジナルのグラスゴー・ブラッチフォードスコアよりも実用的な利点を提供する可能性を示唆している。この手法は、受診時のデータが一貫して収集され、スコアリングに利用可能な最も早い時点の値が使用され、判定時にアウトカムの定義が統一的に適用された場合に最も有用であると考えられる。大規模な日常的導入を推奨するには、より広範な外部妥当性の検証およびワークフローに基づいた実装研究が引き続き必要である。
開示事項
著者は、本原稿に関連する利益相反がないことを宣言します。
謝辞
本研究は、「急性上部消化管出血の診断および治療プロセスの改善におけるGBSおよびmGBSスコアの重要性の評価」というプロジェクト（助成金番号 Zx-63000001-2023-067）の支援を受けて実施されました。また、本研究のデータ収集および管理に携わった臨床および研究スタッフに感謝いたします。さらに、解析にあたり統計的支援を受けたことへの謝意を表します。
材料
| 名前 | 会社 | カタログ番号 | コメント |
|---|---|---|---|
| 自動血球分析装置 | Sysmex | XN-1000 | ヘモグロビン測定を含む全血球計算（CBC）検査に使用される代表的な分析装置。 |
| ベッドサイド患者モニター | Philips | MX450 | 代表的なモデル：IntelliVue MX450。ベッドサイドでの生理学的評価のための代替モニターとして使用される場合がある。 |
| 輸血記録システム | 施設固有 | N/A | 入院中の赤血球濃厚液の輸血イベントを確認するために使用。 |
| 症例スクリーニングログ | 施設固有 | N/A | コホートの導出およびフローチャート作成のため、スクリーニング済み、除外、および組み入れ患者を記録するために使用。 |
| 臨床化学分析装置 | Roche Diagnostics | cobas c 311 | 血中尿素窒素（BUN）関連アッセイを含む血清生化学検査に使用される代表的な分析装置。 |
| 決定曲線分析パッケージ | CRAN | rmda | 決定曲線分析に使用。最終的な分析環境で使用した正確なインストール済みパッケージバージョンを報告すること。 |
| 電子カルテ（EMR）システム | 施設固有 | N/A | 人口統計学的特性、主訴、併存疾患、入院記録、および院内転帰を抽出するために使用。 |
| 内視鏡報告システム | 施設固有 | N/A | 治療内視鏡手術の確認および出血原因の分類に使用。 |
| 病院情報システム（HIS） | 施設固有 | N/A | 急性上部消化管出血を有する適格な救急外来および入院症例を後方視的に特定するために使用。 |
| 臨床検査情報システム（LIS） | 施設固有 | N/A | ヘモグロビンや血中尿素窒素を含む、受診時に得られた最速の検査結果を回収するために使用。 |
| ROC分析パッケージ | CRAN | pROC version 1.19.0.1 | ROC曲線の作成、曲線下面積（AUC）の推定、信頼区間の算出、およびROC比較に使用。 |
| スコア算出ワークシート | 施設固有 | N/A | 抽出した臨床変数からGlasgow-Blatchford Scoreおよび修正Glasgow-Blatchford Scoreを算出するために使用。 |
| 表計算ソフトウェア | Microsoft | N/A | 初期データの照合、変数の確認、および分析データセットの作成に使用。 |
| 統計解析ソフトウェア | IBM | SPSS Statistics 26.0 | 記述統計、分割表分析、および診断能指標の比較に使用。 |
| 統計計算環境 | R Foundation for Statistical Computing | R version 4.5.3 | ROC分析、信頼区間の推定、および補完的な統計解析に使用。 |
| 手術記録システム | 施設固有 | N/A | 入院中の出血に関連する外科的介入を確認するために使用。 |
| 尿素/BUN試薬 | Roche Diagnostics | 5171873190 | cobas cシステム用UREAL 尿素/BUN試薬。血中尿素窒素測定のための代表的な試薬。 |
| ビデオ胃内視鏡 | Olympus | GIF-HQ190 | 診断および治療内視鏡に使用される代表的な上部消化管内視鏡。 |
| ビデオシステムセンター | Olympus | CV-190 | EVIS EXERA IIIワークフローに対応した代表的な内視鏡プロセッサー。 |
| バイタルサインモニター | Baxter (Welch Allyn) | CSM | 代表的なモデル：Connex Spot Monitor。収縮期血圧や心拍数を含むトリアージ時のバイタルサインの記録に使用。 |
参考文献
- Laine L, et al. ACG Clinical Guideline: Upper Gastrointestinal and Ulcer Bleeding. Am J Gastroenterol. 2021;116(5):899–917.
- Wuerth BA, Rockey DC. Changing epidemiology of upper gastrointestinal hemorrhage in the last decade: a nationwide analysis. Dig Dis Sci. 2018;63:1286–1293.
- Kurien M, Lobo AJ. Acute upper gastrointestinal bleeding. Clin Med. 2015;15(5):481–485.
- Kavitt RT, Gralnek IM. Ideal strategy for nonvariceal upper gastrointestinal bleeding. Curr Opin Gastroenterol. 2024;40(5):342–347.
- Orpen-Palmer J, Stanley AJ. Update on the management of upper gastrointestinal bleeding. BMJ Med. 2022;1(1):e000202.
- Thiebaud PC, et al. Assessment of prognostic scores for emergency department patients with upper gastrointestinal bleeding. Ann Emerg Med. 2025;85(1):31–42.
- Barkun AN, et al. Management of nonvariceal upper gastrointestinal bleeding: guideline recommendations from the International Consensus Group. Ann Intern Med. 2019;171(11):805–822.
- Ak R, Hökenek NM. Comparison of AIMS65 and Glasgow–Blatchford scores in predicting mortality in patients with upper gastrointestinal bleeding. Rev Assoc Med Bras. 2021;67(5):766–770.
- Cheng DW, et al. A modified Glasgow–Blatchford score improves risk stratification in upper gastrointestinal bleed: a prospective comparison of scoring systems. Aliment Pharmacol Ther. 2012;36(8):782–789.
- Gralnek IM, et al. Endoscopic diagnosis and management of nonvariceal upper gastrointestinal hemorrhage: ESGE Guideline—Update 2021. Endoscopy. 2021;53(3):300–332.
- Raţiu I, et al. Acute gastrointestinal bleeding: a comparison between variceal and nonvariceal gastrointestinal bleeding. Medicine (Baltimore). 2022;101(45):e31543.
- Jophlin LL, et al. ACG clinical guideline: alcohol-associated liver disease. Am J Gastroenterol. 2024;119(1):30–54.
- Rosenstock SJ, et al. Improving quality of care in peptic ulcer bleeding: nationwide cohort study of 13,498 consecutive patients in the Danish Clinical Register of Emergency Surgery. Am J Gastroenterol. 2013;108(9):1449–1457.
- Stanley AJ, Laine L. Management of acute upper gastrointestinal bleeding. BMJ. 2019;364:l536.
- Carballo F, et al. Consensus document of the Spanish Society of Digestive Diseases and the Spanish Society of Thrombosis and Haemostasis on massive nonvariceal gastrointestinal bleeding and direct-acting oral anticoagulants. Rev Esp Enferm Dig. 2022;114(7):375–389.
- Lau LHS, Sung JJ. Treatment of upper gastrointestinal bleeding in 2020: new techniques and outcomes. Dig Endosc. 2021;33(1):83–94.
- Alali AA, Barkun AN. An update on the management of non-variceal upper gastrointestinal bleeding. Gastroenterol Rep. 2023;11:goad011.
- Oakland K, et al. Development, validation, and comparative assessment of an international scoring system to determine risk of upper gastrointestinal bleeding. Clin Gastroenterol Hepatol. 2019;17(6):1121–1129.
- Sasaki Y, et al. Prediction of the need for emergency endoscopic treatment for upper gastrointestinal bleeding and a new score model: a retrospective study. BMC Gastroenterol. 2022;22:337.
- Zhong M, et al. Comparison of three scoring systems in predicting clinical outcomes in patients with acute upper gastrointestinal bleeding: a prospective observational study. J Dig Dis. 2016;17(12):820–828.
- Blatchford O, Murray WR, Blatchford M. A risk score to predict need for treatment for upper gastrointestinal haemorrhage. Lancet. 2000;356(9238):1318–1321.
- Tandon P, et al. Comparison of clinical outcomes between variceal and non-variceal gastrointestinal bleeding in patients with cirrhosis. J Gastroenterol Hepatol. 2018;33(10):1773–1779.
- Hearnshaw SA, et al. Acute upper gastrointestinal bleeding in the UK: patient characteristics, diagnoses and outcomes in the 2007 UK audit. Gut. 2011;60(10):1327-1335.
- Chang A, et al. Prospective comparison of the AIMS65 score, Glasgow–Blatchford score, and Rockall score for predicting clinical outcomes in patients with variceal and nonvariceal upper gastrointestinal bleeding. Clin Endosc. 2021;54(2):211–221.