515 誤差15964 31

GPT

活性値

項 ^目 ^平方和 ^自由度 ^{分散} ^{分散比} ^{確率}

合計

4418 35

週齢問

26 26

群間

1 6 7 4 3 558 6 . 3

壬0 . 0 1

対照群対低薬量群

36

対照群対中薬量群

452 5 . 1

p;::三

0 . 0 5

対照群対高薬量群

1 4 2 7 1 6 . 2

p三五

0 . 0 1

誤差

2718 3 1 88

ALP

活性値は，

26

および

52

週間を通して対照群に対して中薬量群のみに有意差を示した.また，各薬 I聞を通しておと

52

週との問に有意差は認められず，

26

週に比べて

52

週目の活性値の低下は認められなかった.ヨンキーの傾向検定の結果，薬量相関性は認められなかった.

G PT

活性値は，

ALP

活性値と同様におおよび

52

週との聞に各薬量聞を通して有意差は認められなかった.

26

および

52

週間を通して対照群に対して中およひ'高薬量群に有意差が認められて，またヨンキーの傾向検定の結果，薬量相関性が認められた.

‑9 7‑

i ^{3 4} ₃ _. ₁

^{各投純一一}で示した平均活性値を対照群および各群の投薬前の値に対する%値として各々下表のカッコ内に示した.

ALP

活性値

(U

Il)

GPT

活性値(U/1)

群

‑ 1

週

26

週

52

週

‑ 1

週

26

週

52

週対照群

254(100)N 1 0 6 ( 4 2 ) * 9 4 ( 3 7 ) * 40

(1∞)

3 9 ( 9 8 ) 3 3 ( 8 3 )

( 1 0 0 )

00 )

低薬量群

1 7 6 ( 1 0 0 ) 8 7 ( 49 ) * * 8 0 ( 4 5 )

料

3 6 ( 1 0 0 ) 42 ( 1 1 7 ) 36

0 0 ) ( 6 9 ) ( 9 0 )

中薬量群

1 55 (

0)N 6 2 ( 4 0 ) 5 6 ( 3 6 )

^紳

2 8 ( 1 0 0 ) 42 ( 1 5 0 ) * 5 0 ( 1 7 9 )

料

( 6 1 ) ( 7 0 )

高薬量群

1 9 1 ( 1 0 0 ) 1 1 0 ( 5 8 ) * * 9 4 ( 4 9 )

^糾

35 0 0 ) 47

3 4 ) 5 8 ( 1 6 6 ) * ( 7 5 ) ( 8 8 )

N:

ノンパラメトリック検定.

ホ

p

孟

0 . 0 5

，

** p

孟

0 . 0 1 .

ALP

活性値の投薬前の値は，対照群に対して各投諜群カ

f 6 1

・

75%

と低く投薬前の値は必ずしとも近似ではない

.G 円、活性値の投薬前の値は， ALP

活性値のそれとほぼ同様で，

70‑90%

を示している.

ALP

活性値は，

‑ 1

週に対して各群とも時系列で同様に減少していることが分かる.

GPT

活性値は，対照群で若干減少の推移を示しているが，中および高薬lii:群は，

‑ 1

週に対して増加の傾向を示しているニとが分った.従って，各群共，投薬前の値に対するおおよび

52

週の値を各々多重比較(範囲)検定法の決定樹法(図

2 )

によって吟味した(結果は同じ表に示した).しかしながら，

ALP

活性値のように，対照群の投薬前の値に対して

26

および

52

週で有意差を確めた場合は，他の投薬群で減少が認められていても薬剤の影響を正確に判断できない.GPT活性値は中薬量群で

26

および

52

週に，高薬量群で

52

週に有意に増加を示すものと判断された.

3.5

投薬前の値に対する増減値を算出し対照群との比較検討

前項3

. 4

で述べたように群構成時の値(投薬前の値)は，各群とも同様な平均値とならない場合が時々ある

.もし，投薬前の値に有意差が認められた場合や，有意差はない対照群との聞にめだった差がある

様な場合それ以降，

26

および

52

週の値を同様に吟味したならば検定結果の信頼性は低くなる

.

従って，投薬前の値が各群聞で大きく差を示す場合，投薬前の値に対する各測定週の増減(企)を算出し

，

l‑検定および多重比較(範囲)検定法の決定樹を応用できる.下表に多重比較(範囲)検定法の決定樹(図 2)で吟味した検定結果を示した.

ALP

活性値(U/1)

GPT

活性値

(U

/l)

1

洋

‑ 1 ‑26

週

‑1‑52

週

‑ 1 ‑26

週

‑1‑52

週対照群

1 4 8 1 08 1 6 0 1 2 2 1 : t 4 7 1 0

糊

ALP

活性値は，・

1 ‑26 週および・ 1‑52 週でそれぞれ等分散が認められずノンパラメ

ト

リック検定の結果いずれも有意差が認められなかった.

GPT 活性値は， ‑ 1 ‑26 週および・ 1 ‑52

週でそれぞれ同様の傾向を示した.即ち，対照群では，・

1

と

26

週値が同様の値，

‑ 1 および 52 週値では，若干の増加が認められた.しかしながら

，中薬量および高架量群

では ‑ 1‑2 6 週および ‑1‑52 週でそれぞれ対照群に対して減少が認められ，いずれも薬量相関性を示した.

4 .

考察および結論

イヌを用いた毒性試験の特徴は

，ラット・マウス等に比較して供試動物数が極めて少なくまた薬剤に

対する感受性に個体差の認められる点である

.投薬前から試験期間を通して時系列に同一動物から採血 (測定値)が入手できること，これらイヌを用いた長期毒性試験の臨床検査値の特徴と問題点については表

3

に示した.また，薬剤の感受性に個体差も大きく関与すると考えられる.試験群設定時の多くの場

合，同腹(兄弟

・

姉妹)を避け，体重に偏りが無いように動物を分配することを始めに考え，次いで臨床検査値を参考に群構成を実施することから，投薬前の各群の血液生化学的検査値に大きな差の散見されることがある.これらの条件から

，従来一般的に実施されきた実測値をそのまま

1 ‑ 検定や分散分析系又は，ノンパラメトリック系で薬剤聞の差を吟味することに問題があることが指摘された.従って，イヌの血液化学的検査値の時系列データの取扱は，投薬前の値(初回値)から次の測定値の値の増減を算出し 1 ‑ 検定または分散分析系の方法を用いて対照群と各投薬群聞の差あるいは，各群相互間の差を吟味する方法がより真の薬剤の景怨を考察に反映できると考えられる

.この方法によって，投薬前の値もより有

効に活用できる.

表1. イヌを用いた毒性試験の概要

一

血液検査回数および供試匹数一ガイドライン

医薬品

^山^鹿 ^薬

試験期間測定回数供試匹数

反復投与試験

1 ， 3 ， 6 ， 1 2

ヵ月の4種

投薬前

・

途中

回以上・

解剖時

各群3 匹以上

亜急性毒性試験 9 0 日間

投薬前

・

途中 1 ‑ 2

回以上・

解剖時

各群少

な

くとも 4 匹以上

慢性毒性試験 1 2 ヵ月間 6

ヵ月毎

‑99

ー

表2

.

臨床検査値に対するコントロールラットとピーグルの変動係数(%)の比較

F 344 雄ラット雄ピーグル

項目

30

週齢

56

週齢

82

週齢

1 ‑ 8

週齢

70

週齢

GLU 1 6 . 7 ( 5 0 ) 1 5 . 5 ( 1 2 9 ) 2

6 ( 7 4 ) 35

( 7 4 ) 3 . 7 ( 5 )

BUN 1 2 . 0 ( 5 0 ) 1 9 . 3

2 9 ) 1 2 . 1 ( 7 4 ) 7 9 . 2 ( 7 4 ) 2 4 . 7 ( 5 )

LDH 6 3 . 9 ( 5 0 ) 6 8 . 3

2 9 ) 6 6 . 8 ( 7 4 ) 6 7 . 9 ( 7 4 ) 2 4 . 5 ( 5 )

GOT 45 . 2 ( 5 0 ) 4

4 2 9 ) 3 2 . 6 ( 7 4 ) 4 3 . 8 ( 7 4 ) 2 4 . 1 ( 5 )

GPT 4

9 ( 5 0 ) 4 7 . 9 ( 1 2 9 ) 5 8 . 7 ( 7 4 ) 5 8 . 8 ( 7 4 ) 1 6 . 7 ( 5 )

ALP ⁵³ ^. ¹ ⁽ ⁵ ⁰ ⁾ ⁴ ² ^. ⁹ ⁽ ¹ ² ⁹ ⁾ ²⁷

^.⁴

⁽ ⁷ ⁴ ⁾ ⁷⁶ ^. ³ ⁽ ⁷ ⁴ ⁾ ⁵

¹^.

⁸ ⁽ ⁵ ⁾ C r e a 1 1 . 8 ( 5 0 ) 1 3 . 1

2 9 ) 1 6 . 9 ( 7 4 ) 57 . 5 ( 7 4 )

. 0 ( 5 )

T ‑ C h o 3

7 ( 5 0 ) 24

.4(1

2 9 ) 4 6 . 6 ( 7 4 ) 4 7 . 7 ( 7 4 ) 9 . 6 ( 5 )

TP 1 0 . 8 ( 5 0 ) 7 . 8 ( 1 2 9 ) 9 . 0 ( 7 4 ) 9 . 6 ( 7 4 ) 5

.4( 5

)

Ca 6 . 2 ( 5 0 ) 6 . 4

2 9 ) 9 . 0 ( 7 4 ) 1 0 . 8 ( 7 4 ) 4 . 8 ( 5 )

1 6 . 2 ( 50 ) 2 5 . 0

2 9 ) 1 8 . 0 ( 7 4 ) 3 2 . 3

4 ) 1 5 . 4 ( 5 )

Na 2

( 4 9 ) 2 . 1 ( 1 1 0 ) 2 . 8 ( 4 0 ) 2 . 1 ( 5 0 ) 0 . 6 ( 5 )

5 . 8 ( 4 9 ) 6 . 9

1 0 ) 7 . 0 ( 4 0 ) 8

( 5 0 ) 6 . 2 ( 5 )

C l 2 . 8 ( 4 9 )

9 ( 1 1 0 ) 2 . 8 ( 4 0 )

9 ( 5 0 )

4 ( 5 )

カッコ内の数値は標本数を示す.

表3

.

イヌの長期毒性試験に於ける臨床検査値の特徴と問題点 1.

個体別に長期間の経時的データが採取可能.

2 .

一群の標本数が極めて少なく，統計処理は，何を用いるべきか迷う.

3 .

投薬によって血液成分の群間変動がラット・マウスに比べて大きい.

従って，平均値という見方を捨て，ヒトのカルテと同様に正常値

〈背景値 ) 又は，前回値との比較が妥当か ?

有意差

なし

Student

F‑

検定

有意差

あり

N

_o:

N )

有意差あり

一元配置分散分析

なし

有意差なし

終了

B a r t l e t t

の等分散検定

有意差あり

Kr u s k

a1‑

Wa l l i s

順位検定有意差

あり

標本数の比較

ー

D u n n e t t

多重比較検定

キ

D u n n e t t

多重

範囲検定

ノンノfラメトリック

D u n n e t t

多重比較検定

図

2 .

多重比較(範囲)検定の決定樹.

ドキュメント内ビーグル (ページ 101-105)

515 誤 差15964 31

GPT

4418 35

26 26

1 6 7 4 3 558 6 . 3

壬0 . 0 1

36

452 5 . 1

0 . 0 5

1 4 2 7 1 6 . 2

0 . 0 1

2718 3 1 88

ALP

26

52

52

26

52

G PT

ALP

52

26

52

‑9 7‑

i 3 4 3 . 1

ALP

(U

GPT

‑ 1

26

52

‑ 1

26

52

254(100)N 1 0 6 ( 4 2 ) * 9 4 ( 3 7 ) * 40

3 9 ( 9 8 ) 3 3 ( 8 3 )

( 1 0 0 )

00 )

1 7 6 ( 1 0 0 ) 8 7 ( 49 ) * * 8 0 ( 4 5 )

3 6 ( 1 0 0 ) 42 ( 1 1 7 ) 36

0 0 ) ( 6 9 ) ( 9 0 )

1 55 (

0)N 6 2 ( 4 0 ) 5 6 ( 3 6 )

2 8 ( 1 0 0 ) 42 ( 1 5 0 ) * 5 0 ( 1 7 9 )

( 6 1 ) ( 7 0 )

1 9 1 ( 1 0 0 ) 1 1 0 ( 5 8 ) * * 9 4 ( 4 9 )

35

0 0 ) 47

3 4 ) 5 8 ( 1 6 6 ) * ( 7 5 ) ( 8 8 )

N:

p

0 . 0 5

** p

0 . 0 1 .

ALP

f 6 1

75%

.G 円、活性値の投薬前の値は ， ALP

70‑90%

ALP

‑ 1

GPT

‑ 1

52

2 )

ALP

26

52

26

52

52

3.5

. 4

.もし，投薬前の値に有意差が認められた場合や，有意差はない対照群との聞にめだった差がある

26

52

.

，

ALP

GPT

i ^{3 4} ₃ _. ₁

.G 円、活性値の投薬前の値は， ALP

リック検定の結果いずれも有意差が認められなかった.

では ‑ 1‑2 6 週および ‑1‑52 週でそれぞれ対照群に対して減少が認められ，いずれも薬量相関性を示した.

姉妹)を避け，体重に偏りが無いように動物を分配することを始めに考え，次いで臨床検査値を参考に群構成を実施することから，投薬前の各群の血液生化学的検査値に大きな差の散見されることがある.これらの条件から

試験期間測定回数供試匹数

F 344 雄ラット雄ピーグル

ALP ⁵³ ^. ¹ ⁽ ⁵ ⁰ ⁾ ⁴ ² ^. ⁹ ⁽ ¹ ² ⁹ ⁾ ²⁷

⁽ ⁷ ⁴ ⁾ ⁷⁶ ^. ³ ⁽ ⁷ ⁴ ⁾ ⁵

⁸ ⁽ ⁵ ⁾ C r e a 1 1 . 8 ( 5 0 ) 1 3 . 1