URR の予後値は、すべての Kt/V の予後値と等しくなります。

Rapporti scientifici Volume 13,

Scientific Reports volume 13、記事番号: 8923 (2023) この記事を引用

52 アクセス

1 オルトメトリック

メトリクスの詳細

Kt/V および URR (尿素減少率) の測定値は透析の適切性を表します。単一プール Kt/V は理論的には優れた方法であり、腎臓疾患アウトカム品質イニシアチブのガイドラインで推奨されています。ただし、全死因死亡率の Kt/V と比較した URR の予後値は不明です。 2 つのパラメーターのエフェクト修飾子とカットオフ値は比較されていません。我々は、URR 72%、Kt/V (Daugirdas) 1.6 の偶発血液透析患者 2,615 人を調査しました。患者の平均年齢は59歳、50.7％が女性で、1113人（40.2％）が10年以内に死亡した。 URR と Kt/V は両方とも、栄養因子および女性の性別と正の相関があり、体重および心不全と負の相関がありました。全死因死亡率のコックス回帰モデルでは、高 URR グループ (65 ～ 70%、70 ～ 75%、および > 75%) と URR < 65% グループのハザード比 (HR) は 0.748 (0.623-それぞれ0.898）、0.693（0.578～0.829）、0.640（0.519～0.788）でした。高 Kt/V グループ (Kt/V 1.2 ～ 1.4、1.4 ～ 1.7、および > 1.7) および Kt/V < 1.2 グループの HR は、0.711 (0.580 ～ 0.873)、0.656 (0.540 ～ 0.799)、および 0.623 ( 0.498–0.779)、それぞれ。サブグループ分析では、Kt/V は女性の全死因死亡率と関連していませんでした。全死因死亡率に対する URR の予後値は、Kt/V の予後値と同じくらい大きいです。 URR > 70% および Kt/V > 1.4 は、より高い生存率と関連していました。 Kt/V は女性では予後値が低い可能性があります。

透析が不十分であると、血液透析 (HD) 患者の罹患率と死亡率に影響します1,2。透析が不十分であることは、低分子および中分子のクリアランス 3,4、酸塩基および電解質のバランス、体液状態 5 など、複数の方法で評価できます。尿素のクリアランスは、Kt/V や URR (尿素減少率) などの測定値とともに、臨床現場での透析の適切性の測定として依然として最も強く推奨されています 5。 Kt/V [K: ダイアライザークリアランス (mL/min); t:透析時間(分)。 V: 尿素分配量 (mL)] は Frank Gotch と John Sargent によって開発され 6、1990 年代に Daagirdas によってさらに平衡化されました 7。これは依然として透析の適切性を示す主要な指標です 5,8。 2002 年の画期的なランダム化対照試験である HEMO 研究では、単一プール Kt/V (spKt/V) > 1.2 が HD 患者の死亡率の低下と関連していることが判明しました9。 KDOQI (腎臓病アウトカム品質イニシアチブ) ガイドラインでは、週 3 回治療を受ける患者の HD セッション当たりの目標 spKt/V を 1.4 とし、最低到達 spKt/V を 1.25 とすることを推奨しています。 URR は、1991 年に Lowrie と Lew によって開発された比較的単純な方程式を使用して計算されます10。さまざまな研究によれば、URR の推奨用量は > 65% ～ > 75% の範囲です 11、12。台湾腎臓学会は臨床現場で URR を使用しており、最低要件として URR > 65% を推奨しています。

理由としては、Kt/V と比較して、HD 中に URR で達成される用量の範囲が狭いこと、2 つのパラメーター間の曲線関係の変動 (Kt/V は尿素分布量と UF を考慮するため)13、および継続的腎置換中に URR が大幅に減少することが挙げられます。セラピー8. Kt/V は、HD 用量を処方するための標準として URR よりも長い間好まれており、KDOQI によって推奨されています5,8。しかし、Kt/V には、その利点を上回る可能性のある潜在的な欠点もあり、ここ数十年にわたって議論されてきました。

体内の尿素分布量を考慮した Kt/V は、URR よりも正確であると考えられています。ただし、V と Kt は両方とも生存関連因子と考えられており、相殺効果を引き起こす可能性があります 14,15。たとえば、体重が低い患者の場合、V が低いために高い Kt/V がより容易に発生し、透析量の過大評価が引き起こされます 16,17。研究では Kt/V と URR との関連性を確立しようと試みられていますが、限外濾過 (UF) レベルと透析時間のため、測定値を正確に変換することはできません 8,18。 Kt/V の予後値は理論的には URR の予後値よりも大きいですが、直接の比較は行われていません。

Kt/V の予後値は、一部のサブグループで変更されます。 V が低い患者は Kt/v が高い可能性があります。研究では、体重が Kt/v と全死因死亡率との関連を変化させることが示されています 19 が、一部の研究結果は一貫していません 12。いくつかの研究では、性別、体格、身体活動のすべてが透析量と死亡率に影響を与える可能性があることも示しています20,21。他の研究者は、女性の性別が、低体重ではなく、この効果を変化させることを発見しました22。栄養状態もこの関連性を変化させる可能性があり 23、心血管疾患は Kt/v と心臓転帰の関連性を変化させる可能性があります 24。したがって、我々は、低い V が URR と全死因死亡率との関連を修正するかどうかを調査し、URR と Kt/v の間のサブグループ分析の結果を比較しました。

そこで我々は、台湾南部のインシデントHD患者における全死因死亡率のKt/Vの予後値とURRの予後値を調べて比較し、この効果を修正する因子を比較した。サブグループ分析では、性別、年齢、体重、併存疾患、検査データに従って患者を層別化しました。偏りを防ぐために、HD 発症患者の 4 か月目から 9 か月目の平均透析量を使用しました。

表 1 は、コホートのベースライン特性を示しています。 2,651 人の HD 発症患者の平均年齢は 59.1 ± 14.2 歳でした。人口の半数は女性 (50.4%) で、最も一般的な併存疾患は高血圧 (70%)、DM (48.2%)、および CHF (32.5%) でした。患者の平均透析量は 72% ± 7% URR、1.55 ± 0.29 Kt/V、HD セッションあたりの平均 UF は 2.2 ± 1.0 L でした。平均 HD セッション長は 238.9 ± 6.6 分でした。死亡率は33.1%でした。表 1 では、URR および Kt/V レベルによってコホートをさらに階層化しました。

表 1 のコホートを URR (< 65%、65 ～ 70%、70 ～ 75%、> 75%) および Kt/V (< 1.2、1.2 ～ 1.4、1.4 ～ 1.7、> 1.7) レベルで階層化した後、患者の半数以上がより高い透析量を持っていることを発見しました。患者の62.3%はURR > 70%、患者の69%はKt/V > 1.4でした。高流束ダイアライザーは血液透析中のほとんどの患者（98.7％）で使用され、低流束ダイアライザーは低URRまたは低Kt/Vの患者で多く使用されましたが、その割合は非常に低かった（1.3％）。我々は、URR または Kt/V レベルが高いほど、性別が女性であること、年齢が高いこと、糖尿病がないこと、および体重が低いことと関連していることを観察しました。 URR と Kt/V レベルが高いほど、栄養マーカー (nPCR と総コレステロール) は高くなりますが、WBC 数と血清クレアチニンは低くなります。

表 2 は、URR と Kt/V の多変量線形回帰を示しています。 URR と Kt/V は両方とも、女性の性別、nPCR、およびアルブミンと正の相関がありました。逆に、URR および Kt/V は CHF および BW と負の相関がありました。

追跡期間中央値5.02年間に合計866人（33.1％）が死亡した。文献 25,26 に基づいて、透析時の年齢、性別、透析開始年、DM、高血圧、肝炎、透析後 BW、nPCR、UF/BW 比、クレアチニン、ヘモグロビン、WBC、アルブミン、AC、log-変換されたコレステロールとリン (表 3)。 URR および Kt/V レベルで患者を層別化したところ、URR < 65%、65 ～ 70%、70 人で 160 人 (39.2%)、190 人 (32.8%)、252 人 (31.0%)、264 人 (32.4%) が死亡しました。 Kt/V < 1.2、1.2～1.4のグループではそれぞれ-75%、>75%のグループが発生し、110人（41.2％）、183人（33.7％）、326人（31.9％）、247人（31.6％）が死亡した。、1.4 ～ 1.7、および > 1.7 のグループ。患者の死亡率が最も低かったのは、URR が 70 ～ 75%、Kt/V > 1.7 の患者でした。死亡率は、URR < 70% 対 > 70% (35.4% 対 31.7%)、Kt/V < 1.4 対 > 1.4 (36.1% 対 31.7%; 表 1) のすべてのコホート集団で有意に高かった。調整後のすべての研究集団において、URR がより高いグループ（70 ～ 75%、> 75%）と Kt/V グループ（1.4 ～ 1.7、> 1.7）の両方で全死因死亡リスクが低く、調整後のハザード比（HR）は 0.693 でした。 URR グループでは (95% 信頼区間 CI 0.578 ～ 0.829、P < 0.001) および 0.640 (95% CI 0.519 ～ 0.788、P < 0.001)、0.656 (95% CI 0.540 ～ 0.799、P < 0.001) および 0.623 (95 Kt/V グループでは % CI 0.498 ～ 0.779、P < 0.001)、URR < 65% および Kt/V < 1.2 グループと比較しました。より高い Kt/V または URR グループはどちらも低い HR と関連していますが、HR の減少の効果は、より高い Kt/V または URR グループと同様に減衰します。さらに、URR および Kt/V の各 1SD 増加は、それぞれ 0.896 (95% CI 0.844 ～ 0.952、P < 0.001) および 0.885 (95% CI 0.824 ～ 0.952、P < 0.001) の HR と関連していました (表 3)。

図 1 は、URR (図 1a) および Kt/V (図 1b) に基づくサブグループの全死因死亡率の調整後の HR (95% CI) を示しています。年齢、性別、DM、CHF、高血圧、ヘモグロビン、アルブミン、BW などのサブグループ別の URR および Kt/V の各 1SD 増加の HR をすべて分析し、比較しました。 URR 群と Kt/V 群の両方において、URR と Kt/V の各 1SD 増加は、低透析量では死亡率と関連していましたが、高透析量では死亡率と関連していませんでした (P < 0.05)。 Kt/Vの1SD増加は女性ではHRと関連しなかったが(0.941、95% CI 0.51～1.041)、男性では関連していた(0.817、95% CI 0.733～0.911; P < 0.05)。

(a) URR に基づくサブグループの全死因死亡率の調整後 HR (95% Cl)。 (b) Kt/V に基づくサブグループの全死因死亡率の調整 HR (95% CI)。 URR 尿素減少率、SD 標準偏差、CI 信頼区間、HR ハザード比、DM 糖尿病、CHF うっ血性心不全、HT 高血圧、Hb ヘモグロビン、Alb アルブミン、UF 限外濾過、BW 体重。

私たちは、台湾南部の HD 発症患者 2,615 人を対象に、全死因死亡率に対する URR 対 Kt/V の予後値を検討し、この効果を修正する因子を比較しました。われわれは、透析用量が高い場合（Kt/V > 1.2、単一プールのダギルダ式またはURR > 65%）は、透析用量が低い場合（Kt/V < 1.2、単一プールのダギルダ式式）と比較して、いずれも全死因死亡率の低下と関連していることを確認した。または URR < 65%)。さらに、サブグループ分析では、より高い透析量は、Kt/V < 1.4 の患者では死亡率と有意に関連するが、Kt/V ≥ 1.4 の患者では死亡率と有意に関連しないことが判明した。 Kt/V は女性の死亡率と関連していませんでした。

透析不全は HD 患者の死亡の主な原因の 1 つです 1,2,27。尿素、Kt/V、URR などの小分子のクリアランスは、透析の適切性を評価するために重要です。最適な透析、および透析の適切性と生存の関係については盛んに研究が行われていますが、最小透析量を調査するランダム化研究は行われていません。いくつかの遡及研究では、Kt/V > 1.2 が生存率の向上と関連していることが実証されています 28,29。研究では、血流の低下、時間の短縮、再循環、血管アクセスのためのカテーテルの使用など、適切な送達に対する障壁があるため、最低 Kt/V > 1.2 を達成するには Kt/V > 1.4 を目標にすることも示唆されています 30,31。 KDOQI の血液透析適正に関する臨床実践ガイドライン 8 では、週 3 回、治療時間が 5 時間未満で HD を受ける患者に対して、最小 URR 用量 > 65%、目標用量 > 70% が推奨されています8。 URR と Kt/V の相関に対する障壁として、Kt/V の増加を引き起こす可能性のある UF の上昇や、URR の減少を引き起こす可能性のある長い透析時間が含まれることが示されています 8,18。別の研究では、患者を 3 つの BMI (肥満指数) グループ (低、中、高) に階層化した後、URR が増加すると相対リスク (RR) が減少することがわかりました。さらに、URR > 75% で治療された患者は、URR 70 ～ 75% で治療された患者よりも RR が大幅に低かった (中および低 BMI グループでは P < 0.005)12。患者はより高い Kt/V または URR から利益を得ますが、Chertowet al. URR が非常に高い (> 75%) または単一プールされた Kt/V (> 1.6) の患者はより重度の栄養不良である可能性があり、これにより死亡率が増加し、URR または Kt/V32 の有用性が制限される可能性があることが実証されました。私たちの研究では、URR > 70% または Kt/V > 1.4 が生存率の向上と関連していることがわかりました。サブグループ分析では、より高い透析量は、Kt/V < 1.4 の患者では死亡と有意に関連しているが、Kt/V ≥ 1.4 の患者では相関していないことがわかりました。これは、より高い Kt/V またはより高い患者で見出された HR の減衰と一致します。表 3 の URR グループ。ただし、患者の栄養状態を注意深く評価することも重要です。

Kt/V は、HD 用量を処方するための標準として URR よりも長い間好まれており、KDOQI によって推奨されています。その理由としては、HD 中に達成される用量の範囲が狭いこと、2 つのパラメーター間の曲線関係 (Kt/V は尿素分布量と UF を考慮するため)、継続的な腎代替療法または毎日の透析中に URR が大幅に減少するのに対し、所定の Kt/V が含まれることが挙げられます。は同じままであり、URR8,13 では残存腎機能の影響を説明できない。ただし、Kt/V には URR と比較していくつかの欠点があります。まず、V と Kt は両方とも生存関連因子と考えられており、相殺効果を引き起こす可能性があります 14,15。たとえば、体重が低い患者では、Kt のみを使用する場合と比較した場合でも、V が低いため高い Kt/V が達成されやすく、透析量の過大評価が引き起こされます 16。第二に、Kt/V のモデルは、末期腎疾患による安定した外来患者状態を想定していますが、これは、V が体内の総水分を超え、大幅に変動する可能性がある急性腎損傷を伴う重症患者のような状況には当てはまりません 15。したがって、死亡を含む転帰が URR および Kt/V と相関している場合、相関の程度の差は検出できません 8。

サブグループ分析では、Kt/V グループの性別を除き、年齢、体重、その他の併存疾患などの要因は、Kt/v または URR と全死因死亡率との関連を変化させないことがわかりました。 Kt/Vの増加は女性の死亡率と関連していないことがわかりました。この性差を説明するために、研究では女性の方が透析不足が多いことが示されています。最近の研究では、Kt/TEE（総エネルギー消費量）やKt/BSA（体表面積）などの代替パラメーターを使用した後、座りがちな患者の性別と体格ごとに、Kt/Vのさまざまな最小目標透析量が判明しました。小柄な男性は、Kt/V20,21 を使用することにより、一般的に透析を受けていることが判明しました。湾岸協力会議 (GCC) の人口を対象とした最近の別の研究では、Kt/V の低さが女性の死亡率の上昇と強く関連しているが、男性ではそうではないことが判明しました 33。ペレス・ガルシアら。 Kt/Vが高い患者は女性に起こりやすいため、他の患者よりも生存率が低いことが実証されました。 Kt/V 値が高くなるのは、V が低く、栄養状態が悪化するためです34。別の研究では、栄養失調による極めて高いURR（> 75%）または単一プールKt/V（> 1.6）値による死亡率の増加（より低いVで現れる）が、尿素クリアランスの増加による利点を上回ることが判明しました32。さらに、研究では、女性の HD 患者は、比較的高い Kt/V の利点を上回る重度の栄養失調 35 とアルブミンレベルの低下 36 を示す傾向があることも判明しました。この栄養失調要因により、女性における透析量の増加による実際の利点を Kt/V を使用して評価することは困難です。私たちの研究では、性別は Kt/V または URR と全死因死亡率との関連性を変化させるが、BW は変化させないことがわかりました。ただし、BW から V への変換は、健康な西洋人集団に関連して設計されたワトソン式に基づいており、調査対象集団の実際の V を反映していない可能性があります 37,38。 HEMO研究のその後の分析では、女性のサブグループにおける透析量の増加（ダブルプールKt/V 1.53対ダブルプールKt/V 1.16）により、死亡率が19％減少した。男性では有意な差は生じませんでした。この結果は、投与量と体水分量、または体重やBMIなどの他の質量パラメータとの相互作用を調整した後も持続しており、体の大きさ以外の要因がこの結果に寄与している可能性があることを示しています22。別の研究では、spKt/Vレベルが1.639以上の日本でHD治療を受けている女性の死亡利益に同様の性差があることが判明した。これまでの研究はすべて、Kt/V において女性の低透析に有利であったが、これは、Kt/V が高い女性では明らかな予後値がないが、男性では明らかな予後値がないという我々の結果とは反対である。しかし、これらの研究はいずれも、Kt/V を使用した場合に性差が存在したことを間違いなく指摘しています。私たちの研究における Kt/V と全死因死亡率との関連性を変える性差のメカニズムは依然として不明であり、おそらく私たちの研究における人種または特定の集団に関連している可能性があります。ただし、死亡率の最適な指標は、通常、年齢、性別、併存疾患の影響を受けるべきではありません。したがって、この研究で示されているように、URR は Kt/V 以上の死亡率の予後値を有する可能性があります。

この研究では、HD 発症患者を登録し、HD の 4 か月目から 9 か月目までの平均透析量を測定しました。これにより、生存バイアスが防止され、透析量の安定した測定が保証された可能性があります。この研究には限界があります。まず、これは観察研究であり、Kt/V または URR と臨床転帰との因果関係を確立できませんでした。第二に、残尿が測定されなかった。しかし、前回のレポートと同様に、慢性腎臓病患者は透析開始が遅く、平均 eGFR が 5 mL/mL/1.73m2 で、尿量がかなり少なくなりました 40。第三に、血圧、投薬、BMI などの他のデータが欠落していました。第 4 に、Kt、BSA、TEE 記録が存在しないため、Kt/V と比較できませんでした。

私たちの研究は、2,651 人の HD 患者を対象とした URR と Kt/V の直接比較において、この研究集団 (アジア人または台湾人集団) では、URR が Kt/V と同じくらい死亡率の予後値を持っていることを実証しました。さらに、URR と比較して、Kt/V は女性サブグループの予後値が低いようでした。最後に、URR (URR > 70%) と Kt/V (Kt/V > 1.4) が高いほど、HD 発症患者の全死因死亡率が低いことと関連していました。 URR と死亡率の Kt/V の予後値を比較する大規模な研究と、将来の研究における URR のさらなる応用が必要です。さらに、女性における Kt/V の予後値については、さらなる調査が必要になる可能性があります。

高雄血液透析研究は、台湾腎臓学会が開発したHD、手術、計画、執行管理システムに基づいて患者ケアの質を調査するための前向きコホート研究として設計されました。 1997年1月1日から2009年12月31日までに、台湾南部にある高雄医科大学の3つの関連病院と9つの関連HD診療所から、90日以上安定した週3回の透析を受け、18歳以上の2,748人の連続インシデントHD患者が検査を受けた。これらのうち、94 人の患者は 6 か月以内に追跡調査を中止し、39 人の患者では 10% 以上のデータが欠落していました。最終的な研究対象者は、HD 発症患者 2,615 人で構成されました。この研究はヘルシンキ宣言のガイドラインに従って実施され、高雄医科大学病院の治験審査委員会（KMUH-IRB-990198）によって承認されました。すべての被験者および/または法的保護者からインフォームドコンセントが得られたことを確認しました。

透析の開始は、必要な検査データ、栄養状態、尿毒症状態、および推定糸球体濾過率 (eGFR) を指定する台湾国民健康保険局の規定に従って実施されました。透析の開始は遅く、平均 eGFR は 4.9 mL/min/1.73 m2、平均残尿量は 560 mL でした。合計 178 人の患者 (6.1%) が同時期に偶発的腹膜透析を受けていました。国民健康保険局は、HD 治療と赤血球生成刺激剤による治療を定額で全額カバーします。主治医は透析センター間で交代し、透析装置も交代で使用されました。人工腎臓と水の管理も同様でした。

さらに、KDIGO が示唆する目標 URR (70%) または Kt/V (> 1.4) が達成された場合、透析器の表面積を下げることはありません。ただし、台湾腎臓学会のガイドラインに従って、URR（> 65％）またはKt/V（> 1.2）の最小要件が達成されない場合は、ダイアライザーの表面積を増加します。

ベースライン変数には、人口統計的特徴（年齢、性別、入国年）、病歴（糖尿病[DM]、うっ血性心不全[CHF]、高血圧、脳卒中、癌、肝炎）が含まれていました。検査所見（透析前後の体重[BW]）、臨床検査データ（血中クレアチニン、透析後の血中尿素窒素[BUN]、アルブミン（Roche cobas® 6000アナライザーによるブロモクレゾールグリーン（BCG）アルブミンアッセイ）、白血を収集し平均しました）細胞数[WBC]、ヘモグロビン、総コレステロール、心胸郭比[CTR]、鉄飽和、グルコース[AC]）およびHDパラメータ（UF/BW比、血管アクセス、Kt/V[ダウギルダス]、URR、正規化タンパク質）人口統計学的特徴はベースライン記録から取得され、病歴は医師のカルテを検討することによって取得されました。 DM と高血圧は臨床診断によって定義されました。臨床検査データは毎月収集され、安定した透析から6か月後の平均データが分析に使用されました。透析の適切性は、単一プールのダウギルダ式 Kt/V = − 1n((postBUN/preBUN) − 0.008 × t) + [(4 − 3.5 × (postBUN/preBUN)) × UF/BW] および URR = (preBUN) を使用して測定されました。 − BUN 後）/BUN 前（BUN: mg/dL）。透析後の BUN は、腎臓疾患アウトカム品質イニシアチブ (KDOQI) ガイドラインに従って次のように算出されました 8: (1) 限外濾過速度をゼロに設定、(2) 血液ポンプを 10 ～ 20 秒間 100 mL/min まで減速、(3) ) 次にポンプを停止し、(4) 動脈血ラインのサンプリングポートまたは動脈の針に取り付けられたチューブからサンプルを採取しました 41、42。

患者は、HD または死亡について 4 か月目から 20 か月目の終わりまで追跡調査されました。全死因死亡率は、チャートまたは全国死亡指数を使用した死亡証明書の検討によって確認されました。

PA ベースライン特性は、カテゴリデータのパーセンテージ、ほぼ正規分布の連続変数の平均 ± 標準偏差 (SD)、および歪んだ分布の連続変数の中央値と四分位範囲として表されました。マルコフ連鎖モンテカルロ法を使用して、欠損共変量の影響を軽減しました (7 つの共変量の欠損値が 5% 未満)。多変量線形回帰を使用して、URR、Kt/V、および表 1 にリストされている重要な因子の間の関係を評価しました。Cox 比例ハザード分析を使用して、URR、Kt/V、および死亡率の間の関係を評価しました。分析は最初は調整なしで実行されましたが、その後、私たちの研究によって層別化された共変量のいくつかのグループに対して調整されました。単変量解析で P < 0.05 の共変量がこれらのモデルに含まれており、歪んだ分布の連続変数は正規分布を達成するために対数変換されました。これらは、透析開始時の年齢、性別、透析開始年、DM、高血圧、肝炎、CHF、透析後のBW、nPCR、UF:BW比、クレアチニン、ヘモグロビン、WBC、アルブミン、AC、対数変換コレステロール、およびリンであった。事前に指定されたサブグループ分析も、性別、年齢（65歳以上）、DM、CHF、肝炎、高血圧、貧血（ヘモグロビン<10 g/dL）、アルブミン（<3.5 g/dL）、UF（平均）で階層化された患者で実施されました。、BW (平均)。サブグループ間の相互作用がテストされました。 AP 値 < 0.05 は有意性を示しました。統計分析は、R 4.1.3 ソフトウェア (R Foundation for Statistical Computing、オーストリア、ウィーン) および SPSS バージョン 20.0 (SPSS Inc.、イリノイ州シカゴ) を使用して実行されました。

この研究はヘルシンキ宣言のガイドラインに従って実施され、高雄医科大学病院の治験審査委員会（KMUH-IRB-990198）によって承認されました。

研究データは、要求に応じて責任著者 (C.-CH) から入手できます。

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チェン・イーコン、ニウ・シェンウェン、リン・ヒューゴ・ユーシェン、ユー・ペイファ、シェン・フェンチン、チャオ・ユーリン、クオ・イーチン、ホン・チーチー、チャン・ジャーミン

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チーシェン・チュー

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ＹＫ．チェン、ＣＳ．チュー、サウスウェールズ州ニウ。他。 10年間の追跡調査後の台湾におけるURRの予後値は、全死因死亡率のKt/Vの予後値と等しい。 Sci Rep 13、8923 (2023)。 https://doi.org/10.1038/s41598-023-35353-8

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受信日: 2023 年 2 月 20 日

受理日: 2023 年 5 月 16 日

公開日: 2023 年 6 月 1 日

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