心臓 CT のすべて

倉敷平成病院
循環器科
岩崎孝一朗

はじめに（第 2 版）
前回(2013 年)の執筆より 7 年が経過した。この間の心臓 CT の進歩は驚異的である。本来は冠動脈の描出を目的として開発された MDCT であったが、大動脈弁、左心耳、心筋、心臓周囲の脂肪組織等、冠動脈以外の部位の MDCT による評価も進歩した。まさに、冠動脈 CT から心臓 CT へと進化し、本書の題名が正しいものとなりつつある。
本書では心臓 CT のすべての領域の臨床研究を review し、重要と思われる研究をまとめた。特に、冠動脈インターベンションに携わる先生方の参考となれば幸いである。

2020 年 7 月
岩崎孝一朗

はじめに（初版）
冠動脈 CT は 2005 年に 64 列 MDCT(multei-detector computed tomography)が開発されて以後、急速に発展し、現在 320 列の MDCT まで発売されている。これに伴い、多くの臨床研究が行われている。しかし、MDCT を用いた実際の診療をみると、必ずしも MDCTの利点が充分活用されていないように見受けられる。特に、MDCT を有意狭窄の診断にのみ限定し、MDCT の最大の利点である壁の情報を無視している施設も多い。
また、MDCT は冠動脈のみでなく、弁、心筋、心機能、epicardial fat 等の評価も可能にし、これらの分野での研究も出てきている。しかし、実臨床ではこれらの情報はほとんど無視されているように見受けられる。
筆者は 2006 年から 64 列 MDCT のもつ大きな potential に注目し、臨床研究を行ってきた。MDCT についての論文・総説も多数発表しているが、前述のように、実際の現場では
MDCT の利点が充分利用されていないと感じている。
本書では心臓 CT のすべての領域の臨床研究を review し、重要と思われる研究をまとめた。
原則として、
64 列以上の MDCT を用いた研究を取り上げた。
本書が心臓 CT に従事する方々の診療の一助となれば幸いである。

2013 年 6 月
岩崎孝一朗

目

次

第 1 部 カルシウム・スコア
第 1 章 カルシウム・スコア
第 2 章 冠動脈カルシウムのリスク・ファクター
第 3 章 予後の予測
第 4 章 カルシウム・スコア 0 の予後
第 5 章 カルシウム・スコアと心筋虚血
第 6 章 カルシウム・スコアの進行
第 7 章 カルシウム・スコアの進行に対するスタチンの効果
1. スタチン対プラセボの比較
2. スタチンの高用量対標準用量の比較
第 8 章 カルシウム・スコアと治療の adherence
第 2 部 Coronary CT Angiography (CCTA)
第1章

Diagnostic accuracy

第 2 章 プラーク量・狭窄度の評価
第 3 章 Tissue characterization
第 4 章 冠動脈の狭窄の有無・範囲による予後
第 5 章 CCTA には CCS の予後予測に対して付加的価値がある
第 6 章 不安定プラークの同定
第 7 章 不安定プラークの予後予測能第 8 章 CCTA と functional test の検査・治療・予後への効果
第 9 章 他の検査との比較
第 10 章 急性胸痛患者に対する診断能第 11 章Statin の効果

第 12 章 CABG 後の評価
第 13 章 ステント再狭窄の評価
第 14 章 Anomalous coronary arteries
第 3 部 冠動脈以外の MDCT
第 1 章 Epicardial fat
第 2 章 心筋の perfusion による心筋虚血の評価
1. Stress CT perfusion
2. CT perfusion at rest
第 3 章 心筋 viability の評価
第 4 章 大動脈弁狭窄症の評価
第 5 章 弁膜症例での冠動脈評価

第 6 章 左心耳血栓の検出
第 7 章 左室容積・機能の評価

略 語
ACS: acute coronary syndrome
AF: atrial fibrillation
ASCVD: atherosclerotic cardiovascular disease
AUC: area under curve
CAC: coronary artery calcium
CABG: coronary artery bypass graft surgery
CAG: coronary angiography
CCS: coronary calcium score
CCTA: coronary computed tomographic angiography
CAD: coronary artery disease
CHD: coronary heart disease
CI: confidence interval
CT: computed tomography
CVD: cardiovascular disease
EF: epicardial fat
EFV: epicardial fat volume
FRS: Framingham risk score
HR: hazard ratio
HRP: high-risk plaque
IVUS: intravascular ultrasound
IQR: interquartile range
LAA: left atrial appendage
LAD: left anterior descending coronary artery
LAP: low attenuation plaque
LCX: left circumflex coronary artery
LR: likelihood ratio
LVG: left ventriculography
MACE: major adverse cardiac event
MDCT: multi-detector computed tomography
MPI: myocardial perfusion imaging
MRI: magnetic resonance imaging
NRS: napkin-ring sign
OCT: optical coherent tomography
OR: odds ratio

PCI: percutaneous coronary intervention
PR: positive remodeling
QCA: quantitative coronary angiography
PET: positron emission tomography
RCA: right cotonary artery
ROC: receiver operator chracteristics
RR: relative risk
SC: spotty calcification
SPECT: single photon emission computed tomography
TEE: transesophageal echocardiography
VD: vessel disease第1部 カルシウム・スコア
第1章

カルシウム・スコア

カルシウム・スコアはカルシウム量を CT 値により重みづけをすることにより算出されたものである[1]。
Rumberger ら(1995)は 13 例の剖検例で 38 枝の冠動脈を 3mm 毎に slice し、カルシウム
面積とプラーク面積の関係を検討した[2]。その結果、両者には非常に密な相関を認めた(r=0.90, p<0.001)。また、プラーク面積はカルシウム面積の約 5 倍であった。
Sangiorgi ら(1998)は 37 枝の冠動脈を 3mm 毎に slice し、カルシウム面積とプラーク面積の関係を検討した[3]。心臓全体での相関 (n=13, r=0.87, p<0.001)、冠動脈枝での相関(LAD n=13, r=0.89, p<0.0001, LCX n=11, r=0.7, p<0.001, RCA n=13, r=0.89, p<0.0001)、
segment 別での相関 (n=723, r=0.52, p<0.0001)はいずれも良好であった。一方、カルシウ
ム面積と内腔面積との相関は心臓全体での相関 (r=0.48, p=NS)、冠動脈枝での相関 (LAD
r=0.59, p=NS, LCX r=0.10, p=NS, RCA r=0.59, p=NS)、segment 別の相関( r=0.07, p=NS)のいずれも有意の相関を認めなかった。
したがって、カルシウム・スコアは冠動脈全体のプラーク量を反映する指標と考えられており、カルシウム・スコアにより予後の推定が可能である。
一般には Agatston スコアが用いられており、100 未満は低リスク、100-400 は中等度リ
スク、400 以上は高リスクとされている。

【文献】
1. Agatston AS, Janowitz WR, Hildner FJ, Zusmer NR, Viamonte M Jr, Detrano R.
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2. Rumberger JA, Simons DB, Fitzpatrick LA, Sheedy PF, Schwartz RS. Coronary
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92: 2157-2162.
3. Sangiorgi G, Rumberger JA, Severson A, Edwards WD, Gregoire J, Fitzpatrick LA,
Schwartz RS. Arterial calcification and not lumen stenosis is highly correlated withatherosclerotic plaque burden in humans: a histologic study of 723 coronary arterysegments using nondecalcifying methodology. J Am Coll Cardiol 1998; 31: 126-133.

第2章

冠動脈カルシウムと risk factor

Yan ら(2006)は CARDIA study の 2,913 例を対象に 15 年の間隔で 2 回 CT を撮り、CACの有無と学歴との関係を検討した[1]。性、年齢、人種を補正すると、CAC がある OR は大学卒業以上の学歴の人と比べて、中学以下の学歴で 4.14 (95% CI 2.33-7.35)、高校の学歴
で 1.89 (95% CI 1.23-2.91)、大学の学歴で 1.47 (95% CI 0.99-2.19)、大学卒業の学歴で 1.24
(95% CI 0.84-1.85)であった。さらに、血圧、喫煙、腰部周囲径、運動量、総コレステロー
ルを補正すると、OR は各々2.61 (95% CI 1.40-4.85)、1.38 (95% CI 0.88-2.17)、1.17 (95%
CI 0.78-1,77)、1.13 (95%CI 0.76-1.69)であった。
Loria ら(2007)は CARDIA study の 3,043 例を対象に CAC の有無と risk factor との関係を検討した[2]。
多変量解析では 33-45 歳までに CAC がある OR は喫煙(10 本)で 1.5 (95% CI
1.3-1.7)、LDL-C(30mg/dl)で 1.5 (95% CI 1.3-1.8)、収縮期血圧(10mmHg)で 1.3 (95% CI
1.1-1.5)、血糖値(15mg/dl)で 1.2 (95% CI 1.1-1.4)であった。
Nasir ら(2007)は MESA の 5,347 例を対象に CAC の有無と若年冠動脈疾患の家族歴との関係を検討した[3]。性、年齢、人種を補正すると、CAC がある OR は家族歴のある例はな
い例と比べて 1.94(95% CI 1.64-2.29)であった。さらにリスク・ファクターを補正するとOR は 1.84 (95% CI 1.55-2.19)であった。家族歴別にみると、両親と兄弟両方の家族歴があると OR が 2.74 (95% CI 1.64-4.59)で最も大きく、兄弟のみの家族歴 (OR 2.06; 95% CI
1.64-2.58)、両親のみの家族歴 (OR 1.52; 95% CI 1.19-1.93)の順であった。
Qasim ら(2008)は SIRCA の 860 例を対象に CAC と adipocytokine との関係を検討した[4]。血漿 leptin 値は性、年齢、リスク・ファクター、FRS を補正しても CAC 高値と有意に関連していた (tobit regression ratio 2.42; 95% CI 1.48-3.95)。血漿 adiponectin 値はCAC と有意の相関を認めなかった。Comparative analysis では leptin および HOMA-IR
index のみがリスク・ファクター、metabolic syndrome、CRP 以上の予測因子であった。
McGeachie ら(2009)は MESA の 712 例を対象に、CAC の有無を予測するモデルを検討した[5]。その結果、13 の single-nucleotide polymorphism と 5 つの臨床因子(性、年齢、体重、喫煙、糖尿病)を含むモデルで、85%の予測精度があることが判明した。
Hartiala ら(2012)は Cardiovascular Risk in Young Finns Study の 589 例を対象に成人期の CAC の有無と青年期のリスク・ファクターとの関係を検討した[6]。その結果、青年期の LDL-C (OR 1.34/1-SD, 95% CI 1.05-1.70)および収縮期血圧 (OR 1.38/1-SD, 95% CI
1.08-1.77)が独立して CAC の存在を予測していた。

【文献】
1. Yan LL, Liu K, Daviglus ML, Colangelo LA, Kiefe CI, Sidney S, Matthews KA,
Greenland P. Education, 15-year risk factor progression, and coronary arterycalcium in young adulthood and early middle age: the Coronary Artery Risk
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4. Qasim A, Mehta NN, Tadesse MG, Wolfe ML, Rhodes T, Girman C, Reilly MP.
Adipokines, insulin resistance, and coronary artery calcification. J Am Coll Cardiol
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5. McGeachie M, Ramoni RL, Mychaleckyj JC, Furie KL, Dreyfuss JM, Liu Y,
Herrington D, Guo X, Lima JA, Post W, Rotter JI, Rich S, Sale M, Ramoni MF.
Integrative predictive model of coronary artery calcification in atherosclerosis.
Circulation 2009; 120: 2448-2454.
6. Hartiala O, Magnussen CG, Kajander S, Knuuti J, Ukkonen H, Saraste A,
Rinta-Kiikka I, Kainulainen S, Kähönen M, Hutri-Kähönen N, Laitinen T,
Lehtimäki T, Viikari JS, Hartiala J, Juonala M, Raitakari OT. Adolescence risk
factors are predictive of coronary artery calcification at middle age: thecardiovascular risk in young Finns study. J Am Coll Cardiol 2012; 60: 1364-1370.

第 3 章 カルシウム・スコアの予後予測能
Raggi ら(2000)は CCS を測定した 632 例を 32±7 カ月経過観察し、心筋梗塞・心臓死の発症を検討した[1]。心事故の年間発症頻度は CACS が 0、1-99、100-400、400 以上で、各々0.11%、2.1%、4.1%、4.8%であった。心事故の 70%は CACS が全体の 75%以上の高値例
で発症していた。
Kondos ら(2003)は無症候の 8,855 例に CCS 測定を行い、37±12 カ月の経過観察を行った[2]。男性では CCS (RR 10.5, p<0.001)、糖尿病 (RR 1.98, p=0.008)、喫煙 (RR 1.4,
p=0.025)が心事故に有意に関連していた。女性では CCS (RR 2.6, p=0.037)のみが心事故に有意に関連していた。
Budoff ら(2007)は無症候の 25,253 例に CCS 測定を行い、6.8±3 年の経過観察を行った[3]。死亡を 2%に認めた。多変量解析で CCS は死亡の独立した予測因子であった (model
chi-square=2.017, p<0.0001)。
CCS が 0 の群に比べて、CACS が 11-100、101-299、300-399、
400-699、700-999、1,000 以上の群の RR は各々2.2、4.5、6.4、9.2、10.4、12.5 であった。
Risk factor で補正した 10 年後の生存率は CCS が 0 の例では 99.4%で、1,000 以上の例で87.8%であった(p<0.0001)。
Detrano ら(2008)は心血管疾患のない 6,722 例で CCS 測定を行い、3.8 年の経過観察を行った[4]。心事故を 162 例で認めた。CCS が 0 の群と比べて、CCS が 101-300 の群の心事故は 7.73 倍、300 以上の群は 9.67 倍であった。
CCS が 2 倍になると主要心事故は 15-35%、
すべての心事故は 18-39%増加していた。
Blaha ら(2009)は無症候の 44,052 例に CACS 測定を行い、5.6±2.6 年間の経過観察を行った[5]。CACS が 0、1-10、10 以上の頻度は各々 45%、12%、43%であった。総死亡は各々0.52%、1.06%、3.96%であった。年間の総死亡は各々0.87、1.92、7.48/1,000 人年であった。リスク・ファクターを補正した CACS が 1-10 対 0 の HR は 1.99 (95%CI 1.44-2.75)であった。
Tota-Maharaj ら(2012)は無症候の 44,052 例に CCS を行い、総死亡との関連を検討した[6]。多変量解析の結果、45 歳未満の群では CAS が 0 に比べて、CCS が 1-100、100-400、
400 以上の総死亡の HR は各々2.3 (95% CI 1.2-4.2)、7.4 (95% CI 3.3-16.6)、34.6 (95% CI
15.5-77.4)であった。75 歳以上の群では CCS が 0 に比べて、CCS が 1-100、100-400、400以上の総死亡の HR は各々7.0 (95% CI 2.4-20.8)、9.2 (95% CI 3.2-26.5)、16.1 (95% CI
5.8-45.1)であった。
45 歳未満で CCS が 100-400、400 以上の群の総死亡は 75 歳以上で CCSが 0 の群の総死亡の各々2、10 倍であった。
Budoff ら (2013) は 2 つ の large, population-based observational study で あ る
Multi-Ethnic Study of Atherosclerosis (MESA)study(n=2,209)と Heinz Nixdorf RECALL(Risk factors, Evaluation of Coronary Calcium and Lifestyle Factors) study (HNR,
n=3,119)を比較している[7]。Hard CHD の 5 年以内の頻度は CCS 0, 1-99, 100-399, ≥400

の群で MESA では各々0.66%, 2.25%, 3.96%, 4.58%、HNR では各々0.96%, 1.16%, 2.95%,
6.94%であった。Hard CHD の HR は MESA では CCS 0 に対して、CCS 1-99, 100-399, ≥400 の群で各々3.46 (95% CI 1.38-8.68; p=0.008), 6.21 (95% CI 2.48-15.6; p<0.001), 7.37
(95% CI 2.86-19.0; p<0.001)であった。
HNR では各々1.21 (95% CI 0.55-2.70; p=0.64), 3.11
(95% CI 1.40-6.93; p=0.01), 7.55 (95% CI 3.53-16.1; p<0.001)であった。Hard CVD の 5
年以内の頻度は CCS 0, 1-99, 100-399, ≥400 の群で MESA では各々1.22%, 3.11%, 4.88%,
6.25%、HNR では各々1.26%, 2.31%, 4.32%, 12.15%であった。Hard CVD の HR は MESA
では CCS 0 に対して、CCS 1-99, 100-399, ≥400 の群で各々2.58 (95% CI 1.26-5.26;
p=0.009), 4.12 (95% CI 1.98-8.57; p<0.001), 5.43 (95% CI 2.58-11.4; p<0.001)であった。
HNR では各々1.87 (95% CI 0.98-3.59; p=0.06), 3.52 (95% CI 1.78-7.00; p<0.001), 10.44(95% CI 5.52-19.7; p<0.001)であった。
PROMISE trial (2017)では CCTA 群(n=4,209)では CCS を 0, 1-99, 100-400, >400 に分
けた[8]。Functional test(FT)群(n=4,602)では結果を normal, mild (late positive treadmill),
moderate (early positive treadmill or single-vessel ischemia), severe (large ischemic
region abnormality)に分けた。一次エンドポイントは心臓死・心筋梗塞・不安定狭心症による入院で、経過観察期間の中央値は 26.1 ヶ月であった。結果の分布は両群で有意に異なっていた(CCS: normal 34.6%, mild 31.8%, moderate 18.3%, severe 15.2%, FT: normal
78.0%, mild 9.4%, moderate 4.7%, severe 7.9%, p<0.0001。Moderate および severe
abnormality の予後予測能は非常に高かった(moderate: CCS: HR 3.14; 95% CI 1.81-5.44,
FT: HR 2.65; 95% CI 1.46-4.83; severe: CCS: HR 3.56; 95% CI 1.99-6.36; FT: HR 3.88;
95% CI 2.58-5.85)。CCTA 群では一次エンドポイントの 84%は CCS>0 の例で起こっていたが、FT 群では一次エンドポイントの 43%しか mildly, moderately, severely abnormal
例で起こっていなかった(p<0.001)。予後予測能は CCTA 群と FT 群で同等であった(Cstatistic 0.67 vs. 0.64)。
Yamamoto らは(2018)は CAD の疑いの 736 例を 6.5 年(中央値)経過観察し、39 例の心事
故(心臓死・心筋梗塞・脳卒中)を認めた[9]。心事故は CCS 0, 1-99, 100-399, ≥400 の群で各々3.9%, 9.2%, 11.8%, 18.2%, p<0.001)であった。CACS≥100 は心事故(HR]2.82; 95% CI
1.40-6.00; p=0.003)および 50％以上の狭窄(HR 2.27; 95% CI 1.13-4.46; p=0.022)の独立した予測因子であった。
Walter Reed Cohort study (2018)では ASCVD の既往のない 23,637 例に CCS 測定を行い、
経過観察の中央値は 11.4 年であった[10]。
CCS 0 の群に比べ、CCS 1-100, 101-400, >400の群の心筋梗塞発症の adjusted subhazard ratio (aSHR)は各々2.2, 3.8, 5.9 であった。脳卒中の aSHR は各々1.2, 1.4, 1.9 、心事故(心臓死・心筋梗塞・脳卒中)の aSHR は各々1.4,
2.0,2.8 、死亡の aSHR は各々1.2, 1.5, 2.1 であった(p < 0.0001)。Risk factor に CCS を追加することにより、AUC は心筋梗塞では 0.658 から 0.738 に、脳卒中では 0.703 から 0.704に、心事故では 0.685 から 0.705 に、死亡では 0.759 から 0.767 に増加した。Risk factor

のない 6,208 例では CCS>0 の群の心事故の aSHR は 1.67 (95% CI 1.16-2.39)であった。

Meta-analysis“ACCF/AHA 2007 clinical expert consensus document on coronary artery calcium
scoring by computed tomography in global cardiovascular risk assessment and inevaluation of patients with chest pain (2007)”での meta-analysis[11]では CCS が 0 の群と比べて、心臓死・心筋梗塞の RR は CCS が 1-112、100-400、400-999、1,000 以上の群
で各々1.9 (95% CI 1.3-2.8; p=0.001)、4.3 (95% CI 3.1-6.1; p<0.0001)、7.2 (95% CI 5.2-9.9;
p<0.0001)、10.8 (95% CI 4.2-27.7; p<0.0001)であった。
Sarwar ら(2009)は 49 の研究を対象に sytematic review を行った[12]。13 の無症候例を対象にした研究では CCS が 0 の症例で 0.56%の心血管イベントを認めた。7 つの有症候例を対象にした研究では CCS が 0 の症例で 1.80%の心血管イベントを認めた。18 の研究では CCS が 1 以上の場合、有意狭窄を検出する感度は 98%、陰性適中率は 93%であった。
MPI を受けた 4,870 例では CCS が 0 の場合、心筋虚血は 6%にしか認めなかった。3 つの研究では CCS が 0 の場合急性冠症候群を否定する陰性適中率は 99%であった。
Overwiew
CCS の予後予測能は非常に高い。CCS 0 の場合の心血管イベントは非常に少ない。

【文献】
1. Raggi P, Callister TQ, Cooil B, He ZX, Lippolis NJ, Russo DJ, Zelinger A,
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10. Mitchell JD, Paisley R, Moon P, Novak E, Villines TC. Coronary Artery Calcium
and Long-Term Risk of Death, Myocardial Infarction, and Stroke: The Walter Reed
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11. Greenland P, Bonow RO, Brundage BH, Budoff MJ, Eisenberg MJ, Grundy SM,
Lauer MS, Post WS, Raggi P, Redberg RF, Rodgers GP, Shaw LJ, Taylor AJ,
Weintraub WS; American College of Cardiology Foundation Clinical Expert
Consensus Task Force (ACCF/AHA Writing Committee to Update the 2000 Expert
Consensus Document on Electron Beam Computed Tomography); Society ofAtherosclerosis Imaging and Prevention; Society of Cardiovascular Computed
Tomography. ACCF/AHA 2007 clinical expert consensus document on coronary
artery calcium scoring by computed tomography in global cardiovascular risk
assessment and in evaluation of patients with chest pain: a report of the American
College of Cardiology Foundation Clinical Expert Consensus Task Force

(ACCF/AHA Writing Committee to Update the 2000 Expert Consensus Document
on Electron Beam Computed Tomography) developed in collaboration with theSociety of Atherosclerosis

Imaging andPrevention

andthe Society ofCardiovascular Computed Tomography. J Am Coll Cardiol 2007; 49: 378-402.
12. Sarwar A, Shaw LJ, Shapiro MD, Blankstein R, Hoffmann U, Cury RC, Abbara S,
Brady TJ, Budoff MJ, Blumenthal RS, Nasir K. Diagnostic and prognostic value ofabsence of coronary artery calcification. JACC Cardiovasc Imaging 2009; 2:
675-688.

第4章

カルシウム・スコア 0 の予後

前章で述べたように、カルシウム・スコアが 0 の場合の予後は非常に良いが、カルシウ
ム・スコアが 0 の症例を主な対象とした研究もある。
Budoff ら(2009)は MESA の CCS 0-10 の 3,923 例を 4.1 年(中央値)経過観察した[1]。多変量解析では CCS 0 の群に比べ、CCS 1-10 の群では hard CHD event (HR 3.23; 95% CI
1.17-8.95)および all CHD event (HR 3.66; 95% CI 1.71-7.85)が有意に多かった。CCS 0 で心事故を起こした例の予測因子は former smoking (HR 3.57; 95% CI 1.08-11.77)、current
smoking (HR 4.93; 95% CI 1.20-20.30)、糖尿病(HR 3.09; 95% CI 1.07-8.93)であった。
Valenti ら(2015)は 9,715 例を平均 14.6 年(12.9-16.8 年)経過観察し、229 例の死亡を認めた[2]。Low to intermediate risk の患者の場合、CCS 0 の warranty period は約 15 年であった。CCS 0 の場合、血管年齢は 50-59, 60-69, 70-79, 80 歳以上で各々1, 10, 20, 30 年実年
齢よりも若かった。
CCS は死亡の最も強力な予後予測因子(HR 2.67; 95% CI 2.29-3.11)で、ROC の AUC は FRS (0.71 vs. 0.64, p < 0.001)や NCEP ATP III (0.72 vs. 0.64, p < 0.001)
よりも大きかった。
MESA(2016)では 6,814 例を対象に、
negative risk marker の予後予測能を検討した[3]。
Risk marker は CCS 0, carotid intima-media thickness <25th percentile, absence of
carotid plaque, brachial flow-mediated dilation >5% change, ankle-brachial index >0.9
and <1.3, high-sensitivity C-reactive protein <2 mg/L, homocysteine <10 µmol/L,
N-terminal pro-brain natriuretic peptide <100 pg/mL, no microalbuminuria, no family
history of coronary heart disease (any/premature), absence of metabolic syndrome, andhealthy lifestyle であった。その結果、CCS 0 が最も強力な予後予測因子であった(diagnostic likelihood ratios [DLR] 0.41 (SD 0.12) for all coronary heart disease、0.54(SD, 0.12) for CVD)。次に強力な予後予測因子は carotid intima-media thickness <25thpercentile (DLR 0.65 [SD 0.04]、0.75 [SD 0.04]であった。High-sensitivity C-reactive
protein <2 mg/L および normal ankle-brachial index の DLRs は>0.80 であった。CAD の
家族歴がないことも強力な予後予測因子であった(DLRs 0.76 [SD 0.07] 、0.81 [SD 0.06])。
Le ら(2020)は CAD の既往のない 5,528 例に PET/CT を施行した[4]。
CCS 0 群 (n=3,018)に比べ、CCS>0 群は (n=2,510)は CAG (3.4% vs. 10.2%, p<0.0001)、 have high-grade
CAD (0.5% vs. 6.5%, p<0.0001)、血行再建術 (0.4% vs. 5.8%, p<0.0001)が有意に多かった。
4 年後までの心事故(死亡・心筋梗塞・血行再建術)は CCS 0 群で有意に少なかった(2.4% vs.
6.9%, aHR 0.45; 95% CI 0.34-0.60; p<0.0001)。
一方、カルシウム・スコア 0 は全く正常な冠動脈を意味するものではない。
我々(2010)は no CAC 群(CCS 0, n=117)と mild CAC 群 (CCS 1-100, n=107)を比較した[5]。
Non-calcified plaque は no CAC 群の 11.1%、mild CAC 群の 23.4%に認めた(p=0.0142)。

Multiple plaque は各々2.6%、3.7%に認めた(p=0.5934)。有意狭窄の頻度は 0.9%と 2.8%であった(p=0.3506)。
Rubinshtein ら(2007)は CCS が 0 の 125 例および CCS が低値 (1-100)の 106 例の CCTA
所見を検討した[6]。50%以上の狭窄は CCS が 0 例の 7%、CCS が低値例の 17%に認めた。
急性の症状の例では 16%、慢性の症状の例では 9%で、両群で有意差を認めなかった。CCS
が 0 例は全例 1 枝病変であったが、CACS が低値例では 50%が多枝病変であった。
Chen ら(2007)は CCS が 0 の 416 例および CCS が低値 (男性は 1-50、女性は 1-10)の 138
例の CCTA 所見を検討した[7]。非石灰化プラークは CCS が 0 例の 6.5%、CCS が低値例の65.2%に認めた。50%以上の狭窄は CCS が 0 例の 0.5%、CCS が低値例の 8.7%に認めた。
Schenker ら(2008)は中等度リスクの患者 695 例に PET および CCS 測定を行った[8]。
PET で虚血を認めた頻度は CCS が 400 以上の群では 48.5%、1-399 の群では 21.7%であった(p<0.001, OR 2.91, p<0.001)。しかし、CCS が 0 の群でも 16.0%に心筋虚血を認め、陰性適中率は 84.0%に過ぎなかった。死亡・心筋梗塞の頻度は CCS の増加とともに増加しており、これは心筋虚血がある例でもない例でも同様であった。心筋虚血がない例では死亡・心筋梗塞の頻度は CCS が 0 の群では 2.6%/年、CCS>1,000 の群では 12.3%/年で、有意差を認めた。心筋虚血がある例では死亡・心筋梗塞の頻度は CCS が 0 の群では 8.2%/年、CCS
が 1,000 以上の群では 22.1%/年で、有意差を認めた。
Gottlieb ら(2010)は CORE64 の対象例 291 例を検討した[9]。低リスク群が 5%、中等度
リスク群が 75%、高リスク群が 20%であった。CCS が 0 の 72 例のうち、14 例 (19%)が50%以上の狭窄を少なくとも 1 枝有していた。CCS の 0 が 50%以上の狭窄を検出する感度は 45%、特異度は 91%、陽性適中率は 81%、陰性適中率は 68%であった。また、CCS が 0の 72 例のうち、9 例 (12.5%)が 30 日以内に血行再建術が必要であった。石灰化を認めない
383 枝のうち、47 枝 (12%)に 50%以上の狭窄を認めた。また、完全閉塞の 64 枝のうち、13 枝 (20%)に石灰化を認めなかった。
Villines ら(2011)は CONFIRM registry の 10,037 例中、CCS が 0 の例を 51%に認めた[10]。これらの症例のうち 84%は冠動脈疾患を認めなかったが、13%は非有意狭窄を、3.5%
は 50%以上の有意狭窄を、1.4%は 70%以上の高度狭窄を認めた。2.1 年の経過観察中の心血管イベントは、CCS が 0 で 50%以上の有意狭窄を有する例で 3.9%、CACS が 0 で非有意狭窄を有する例で 0.8%であった (HR 5.7; 95%CI 2.5-13.1; p<0.001)。

Overview
CCS が 0 であることは、有意狭窄を有する冠動脈疾患の存在を完全に否定するものではない。その頻度は無症候例では低く、有症候例(特に、急性冠症候群)では高い傾向がある。

【文献】

1. Budoff MJ, McClelland RL, Nasir K, Greenland P, Kronmal RA, Kondos GT, Shea S,
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Patients Without Known Coronary Artery Disease Identifies Individuals With Very
Low Risk of Cardiac Events. Circ Cardiovasc Imaging 2020; 13: e009907.
5. Iwasaki K, Matsumoto T, Aono H, Furukawa H, Samukawa M. Prevalence of
Non-Calcified

Coronary

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64-slice

Computed

Tomographyin

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coronary angiography in patients with zero and low coronary artery calcium. Am J
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8. Schenker MP, Dorbala S, Hong EC, Rybicki FJ, Hachamovitch R, Kwong RY, Di
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combined positron emission tomography/computed tomography study. Circulation
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9. Gottlieb I, Miller JM, Arbab-Zadeh A, Dewey M, Clouse ME, Sara L, Niinuma H,
Bush DE, Paul N, Vavere AL, Texter J, Brinker J, Lima JA, Rochitte CE. The
absence of coronary calcification does not exclude obstructive coronary arterydisease or the need for revascularization in patients referred for conventional
coronary angiography. J Am Coll Cardiol 2010; 55: 627-634.
10. Villines TC, Hulten EA, Shaw LJ, Goyal M, Dunning A, Achenbach S, Al-Mallah M,
Berman DS, Budoff MJ, Cademartiri F, Callister TQ, Chang HJ, Cheng VY,
Chinnaiyan K, Chow BJ, Delago A, Hadamitzky M, Hausleiter J, Kaufmann P, Lin
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computed tomography angiography: results from the CONFIRM (Coronary CT
Angiography Evaluation for Clinical Outcomes: An International Multicenter)registry. J Am Coll Cardiol 2011; 58: 2533-2540.

第5章

カルシウム・スコアと心筋虚血He ら(2000)は無症状の 411 例に SPECT および CCS 測定を行った[1]。SPECT が異常の頻度は CCS が 10 未満の例で 0%、11-100 の例で 2.6%、101-399 の例で 11.3%、400 以上の例で 46%であった (p<0.0001)。
Berman ら(2004)は CAD の既往のない 1,195 例を対象に SPECT および CCS 測定を行った[2]。SPECT が異常の 76 例中、CACS が 1 以上の例は 95%、100 以上の例は 89%、400以上の例は 68%であった。SPECT が正常の 1,119 例中、CCS が 1 以上の例は 78%、100以上の例は 56%、400 以上の例は 31%であった。
Schuijf ら(2006)は中等度リスク例の 114 例を対象に CCTA および SPECT を施行した[3]。
SPECT で異常を認めた頻度は CAD がない例で 10%、非有意狭窄例で 39%、有意狭窄例で50%であった。
Ho ら(2007)は CAD 患者 703 例を対象に SPECT および CCS 測定を行った[4]。SPECTが異常の頻度は CCS が 0-10 の例で 0.8%、11-100 の例で 4.8%、101-400 の例で 5.7%、
401-1,000 の例で 8.0%、1,000 以上の例で 15.1%であった。CCS が 400 対 400 未満では心筋虚血の OR は 3.0 (95%CI 1.5-5.7)であった。
Di Carli ら(2007)は 110 例で CCTA および PET を施行した[5]。PET による異常は 20%で認めた。心筋虚血検出能の陽性適中率は狭窄度が<50%、50-70%、>70%と狭窄度が増加
するにつれて 29%、44%、77%と有意に増加した(p=0.005)が、陰性適中率は 97%、97%、96%と有意の変化を示さなかった。
ROC による AUC は<50%で 0.66、50-70%で 0.73、>70%
で 0.71 であり、心筋虚血の検出能は有意差を認めなかった。狭窄度 50%以上の例の 47%がPET が正常であり、PET が正常の例の 50%が CCTA 上何らかの異常を認めた。
Tamarappoo ら(2010)は CAD の既往のない 292 例を対象に CCTA および SPECT を施行した[6]。SPECT による心筋虚血を 15.8%に認めた。心筋虚血検出能の陽性適中率は狭窄度
が>50%、>70%、>90%と増加するにつれて 42%、51%、74%と有意に増加した(p=0.01)が、陰性適中率は 97%、95%、91%と有意の変化を示さなかった。ROC による AUC は>50%で0.83、>70%で 0.82、>90%で 0.73 であり、50%と 70%では心筋虚血の検出能は有意差を認めなかった。多変量解析では心筋虚血の予測因子は狭窄度 50-89% (OR 7.31, p=0.001)、狭窄度>90% (OR 34.05, p=0.0001)、連続の 50%以上の狭窄 (OR 3.55, p=0.006)であった。つまり、狭窄度>90%では心筋虚血が強く予測され、狭窄度<50%では心筋虚血がないことが強く予測される。
Bybee ら (2010)は PET が正常の CAD の既往のない 760 例を対象に CCS を測定した[7]。
CCS が異常の例は 64.1%であった。CCS が 100 以上が 47.0%、400 以上が 22.4%、1,000以上が 8.4%であった。

Meta-analysis

Bavishi ら(2016)は CCS と負荷誘発の心筋虚血の頻度との関係について、20 研究を対象に meta-analysis を行った[8]。6 研究(n = 2,123)では CCS 0, 1-100, 101-399, ≥400 の 4 群での心筋虚血の頻度について検討していた。その結果、CCS の増加に伴い心筋虚血の頻度は増加していた。CCS が 0 か非常に低値では、心筋虚血の頻度は非常に低かった。しかし、
CCS≥400 では心筋虚血の頻度は研究間でかなり大きな変動があった。注目すべきは、対象が 500 例以上の研究は 5 研究しかなく、CCS と心筋虚血との関係に影響する臨床因子を考慮した研究はわずかであった。

予後予測能
Rozanski ら (2007)は 1,153 例を対象に SPECT および CCS 測定を施行した[9]。CCS の増加とともに SPECT 異常例は有意に増加した (p<0.0001)。しかし、SPECT 異常例は 5.6%に過ぎなかった。CCS 異常例の心事故は年間 1%未満であり、CCS が 1,000 以上の例においても同様であった。
SPECT

CCS

abnormal

0

1-9

10-99

100-399

400-999>1,000

1.2%

1.9%

1.5%

4.0%

7.8%

20.0%

Chang ら (2009)は心血管疾患の既往のない 1,126 例を対象に SPECT および CCS 測定を施行した[10]。
SPECT

CCS

0-10

11-100101-400>400

abnormal

1%

2.3%

9.8%

31%

total PDS>15% LV

0%

0%

2.1%

10.8%

ischemic PDS>10% LV

0%

0%

1.7%

8.9%

0-10

11-100101-400>400

normal

0.7%

0.97%

1.3%

2.97%

abnormal

-

-

5.35%

6.08%

0-10

11-100101-400>400

normal

0.59%

1.1%

1.25%

2.05%

abnormal

-

2.44%

3.89%

(PDS; perfusion defect size)
total cardiac events
SPECT

CCS

all cause death
SPECT

CCS

-

Overview
カルシウム・スコアが高いほど、心筋虚血は強く、予後は悪い。

【文献】
1. He ZX, Hedrick TD, Pratt CM, Verani MS, Aquino V, Roberts R, Mahmarian JJ.
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3. Schuijf JD, Wijns W, Jukema JW, Atsma DE, de Roos A, Lamb HJ, Stokkel MP,
Dibbets-Schneider P, Decramer I, De Bondt P, van der Wall EE, Vanhoenacker PK,
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4. Ho J, FitzGerald S, Stolfus L, Cannaday J, Radford N. Severe coronary artery
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5. Di Carli MF, Dorbala S, Curillova Z, Kwong RJ, Goldhaber SZ, Rybicki FJ,
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第6章

カルシウム・スコアの進行

Budoff ら(2010)は 4,609 例に平均 3.1 年の間隔で CCS を測定し、総死亡(n=288)との関係を検討した[1]。進行の評価法は 1) CCS の絶対値の差、2) CCS の年間の増加のパーセン
テージ、3) CCS の平方根の差(the "SQRT method")の 3 つの方法を用いた。その結果、どの方法を用いても CCS の進行は総死亡と有意に相関していた(p < 0.0001)。多変量解析では SQRT method が最も強力な予後予測因子(HR 3.34; 95% CI 2.65-4.21; p < 0.0001)であり、CCS の年間 15%以上の増加(HR 2.98; 95% CI 2.20-4.95; p < 0.0001)が次いだ。
MESA (2013)では 5,682 例に 2.5±0.8 年の間隔で CCS 測定を行い、7.6 年(中央値)の経
過観察を行った[2]。その間、total CHD event を 343 例、hard CHD event を 206 例に認めた。CCS の年間の増加は 24.9±65.3 であった。最初の CCS が 0 の群では CCS が 5 増加
すると、total CHD event(aHR 1.4; 95% CI 1.0-1.9)および hard CHD event (aHR 1.5; 95%
CI 1.1-2.1)ともに有意に増加した。最初の CCS が 1 以上の群では CCS が 5 増加すると、
total CHD event(aHR 1.2; 95% CI 1.0-1.4)および hard CHD event (aHR 1.3; 95% CI
1.1-1.5)ともに有意に増加した。
年間 CCS が 300 以上増加した群では進行のない群に比べ、
total CHD event は 3.8 倍 (1.5 -9.6)、hard CHD event は 6.3 倍 (1.9-21.5)増加した。
Radford ら(2016)は CVD の既往のない 5,933 例に 3.5±2.0 年の間隔で CCS 測定を行った[3]。CCS の進行は平方根の差を用いた。平均 7.3 年の経過観察を行い、心事故を 161 例に認めた。CCS の進行は baseline CCS を含む解析では心事故と有意の相関を認めた(HR1.14; 95% CI 1.01-1.30 per IQR; p=0.042)。しかし、follow-up CCS を含む解析では心事故と有意の相関を認めなかった(HR 1.05; 95% CI 0.92-1.21 per IQR; p=0.475)。
Heinz Nixdorf Recall study(2018)では CVD の既往のない 3,281 例に 5.1 年の間隔で CCSを測定した[4]。平均 7.8±2.2 年の経過観察中に hard coronary event を 85 例(2.6%)、hardcardiovascular event を 161 例(4.9%)、
total cardiovascular event を 241 例(7.3%)認めた。
CCS の増加は event を起こした群で有意に大きかった(median 115 [Q1-Q3, 23-360] vs. 8[0-83], p<0.0001)。最初の CCS が 0 で、CCS の増加を認めなかった群の予後は非常に良好であった(10-year coronary および hard/total cardiovascular risk 1.4%, 2.0%, 2.8%)。最初の CCS が 1-399 で 5 年後に CCS が 400 以上に増加した群では、そうでない群に比べ、
coronary および total cardiovascular risk は約 2 倍であった。最初の CCS が 400 以上の群の hard coronary および hard/total cardiovascular event は非常に高かった(10-year risk:
12.0%, 13.5%, 30.9%)。

Overview
カルシウム・スコアが進行する症例は予後が悪い。

【文献】
1. Budoff MJ, Hokanson JE, Nasir, K Shaw LJ, Kinney GL, Chow D, Demoss D,
Nuguri V, Nabavi V, Ratakonda R, Berman DS, Raggi P. Progression of Coronary
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2. Budoff MJ, Young R, Lopez VA, Kronmal RA, Nasir K, Blumenthal RS, Detrano RC,
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3. Radford NB, DeFina LF, Barlow CE, Lakoski SG, Leonard D, Paixao ARM, Khera
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4. Lehmann N, Erbel R, Mahabadi AA, Rauwolf M, Möhlenkamp S, Moebus S, Kälsch
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Circulation 2018; 137: 665-679.

第7章

カルシウム・スコアの進行に対するスタチンの効果

平均的な Framingham risk の患者の CAC の進行はスタチンを内服していない場合、年間 20-30%であると報告されている[1,2]。

1. スタチン対プラセボの比較
Callister ら(1998)は 12 カ月以上の間隔で CAC volume を測定した 149 例を retrospectiveに評価し、スタチン内服群と非内服群を比較した[3]。CAC volume の増加は 25±22%対 52±36%で、スタチン内服群で有意に少なかった (p<0.01)。
Achenbach ら(2002)は 66 例を対象に CAC volume を測定した[4]。平均 14 カ月の経過観
察後に測定を行い、さらに 12 カ月の cerivastatin 投与後に再測定を行った。LDL-C はcerivastatin 投与により 164±30 から 107±21mg/d l に低下した。CAC volume の平均値
はベースラインが 155 ㎣ (15-1,849)、14 カ月後は 201 ㎣ (19-2,486)、12 カ月のスタチン投与後は 203 ㎣ (15-2,569)であった。CAC volume の年間の増加の中央値は非治療期は 25㎣、治療期は 11 ㎣で、有意差を認めた (p=0.01)。また、その比率は 25%対 8.8% (p<0.0001)であった。スタチン投与により LDL-C100mg/dl が未満に低下した例では変化の中央値は非治療期は 27%、治療期は-3.4%であった (p=0.0001)。
Budoff ら(2005)は無症候の糖尿病患者 163 例を対象に CCS の変化をスタチン内服群と非内服群で比較した[5]。
27±15 カ月の経過観察中、CCS の増加は 10% (4-25%)対 20% (4-44%)で、両群で有意差を認めた (p=0.0001)。
St. Francis Heart study (2005)では健常者 1,005 例を対象に atorvastatin 20mg 群とplacebo 群を比較した[6]。平均 4.3 年の経過観察の後、CCS の進行は両群で有意差を認めなかった。
SALTIRE trial (2006) で は 大 動 脈 弁 狭 窄 症 と CAD を 合 併 し た 102 例 を 対 象 に
atorvastatin 80mg 群と placebo 群を比較した[7]。24 カ月後の LDL-C および CRP の変化
は atorvastatin 80mg 群では各々-53% (p<0.001)、-49% (p<0.001)で有意に低下したが、placebo 群では各々-7%、17%で有意の変化を認めなかった。しかし、CAC の変化は 26%/
年対 18%/年 (p=0.18)で、両群で有意差を認めなかった。
CATZ study (2007)では CACS が 50 以上の無症候患者 80 例を対象に simvastatin 80mg
群と placebo 群を比較した[8]。12 か月の経過観察後、CAC volume の変化は 5% vs. 9%(p=0.12)で、両群で有意差を認めなかった。

2. スタチンの高用量対標準用量の比較
BELLES (2005)では高脂血症を合併した閉経後女性 615 例を対象に atorvastatin 80mg
群と pravastatin 40mg 群を比較した[9]。LDL-C の低下率は 46.6±19.9%対 24.5±18.5%(p<0.0001)で、atorvastatin 80mg 群で有意に低下率が大きかった。
しかし、Calcium volume
score の変化は 15.1%対 14.3% (p=NS)で、両群で有意差を認めなかった。

Schmermund ら (2006)は CAD の既往のない 471 例(2 つ以上のリスク・ファクターがあり、CCS>30)を対象に atorvastatin 80mg 群と atorvastatin 10mg 群を比較した[10]。12か月の治療後、LDL-C は 80mg 群では 106±22mg/dl から 87±33mg/dl に有意に低下し(p<0.001)、10mg 群では 108±23mg/dl から 109±28md/dl と有意の変化を認めなかった(p=NS)。しかし、ベースラインの CAC

volume score で補正した CAC volume score の平均の増加は 27% (95%CI 20.8-33.1%)対 25% (95%CI 19.1-30.8%)で、両群で有意差を認めなかった (p=0.65)。

3. スタチンは冠動脈の石灰化を促進する
McEvory (2010)らは病理学的にはスタチンは microcalcification を促進することを報告している[10]。つまり、スタチンでプラーク量全体は減少してもカルシウム・スコアは増加する可能性がある。
Puri (2015)らは IVUS で経過観察を行った 8 つの前向き無作為試験を対象に、percent
atheroma volume (PAV)と calcium indices (CaI)の変化を検討した[11]。その結果、高用量のスタチン群では PAV は baseline より減少、つまり退縮していた(–0.6±0.1%; p<0.01)
が、標準用量のスタチン群(+0.8±0.1%: p<0.001)と非スタチン群(+1.0±0.1%: p<0.001)
では PAV は増加、つまり進行していた。それに対し、CaI は 3 群すべてで有意に増加していた(+0.044[0.0–0.12], +0.038[0.0–0.11], +0.020[0.0–0.10])。したがって、プラーク退縮効果とは独立して、スタチンは冠動脈の石灰化を促進すると考えられた。

Overview
非服用例またはプラセボと比較した初期の臨床試験ではスタチンがカルシウム・スコアの進行を抑制するとの報告が多いが、近年の臨床試験では否定的な報告が多い。
スタチンの高用量と標準用量を比較した試験では有意差がないとする報告がほとんどで
ある。

【文献】
1. Budoff MJ, Lane KL, Bakhsheshi H, Mao S, Grassmann BO, Friedman BC,
Brundage BH. Rates of progression of coronary calcium by electron beam
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12. Puri R, Nicholls SJ, Shao M, Kataoka Y, Uno K, Kapadia SR, Tuzcu EM, Nissen SE.

Impactof

Statinson

SerialCoronary

Calcification

During

Progression and Regression. J Am Coll Cardiol 2015; 65: 1273-1282.

Atheroma

第8章

カルシウム・スコアと治療の adherence

Kalia ら(2006)は statin を内服している 505 例を平均 3±2 年の経過観察を行った[1]。
Statin の adherence は first quartile (CCS 0-30)群では 44%であったのに対し、fourth
quartile (CCS≥526)は 91%と良好であった。多変量解析では CCS 高値が statin adherenceの独立した予測因子であった。
Orakzai ら(2008)は CCS 測定を行った 980 例を平均 3±2 年の経過観察を行った[2]。
Aspirin の内服率は CCS 0, 1-99, 100-399, ≥400 の群で各々29%, 55%, 61%, 63% (p<0.001)と徐々に増加した。食事療法の割合は CCS 0, 1-99, 100-399, ≥400 の群で各々33%,
40%, 58%, 56% (p<0.001)と徐々に増加し、運動療法も CCS 0, 1-99, 100-399, ≥400 の群で各々44%, 62%, 63%, 67% (p<0.001)と増加していた。多変量解析では CCS 高値が aspirinの内服、食事療法、運動療法の利用の独立した予測因子であった。
Taylor ら(2008)は 1,640 例の男性に CCS 測定を行い、薬剤の処方やアドバイスはせず、6 年間の経過観察を行った[3]。その結果、CCS≥1 の群では CCS 0 の群に比べ、statin (48.5%
vs. 15.5%, p < 0.001)および aspirin (53.0% vs. 32.3%; p < 0.001)の内服が有意に多かった。
多変量解析では CCS が statin 内服 (OR 3.53; 95% CI 2.66-4.69)、aspirin 内服 (OR 3.05;
95% CI 2.30-4.05)、両剤内服 (OR 6.97; 95% CI 4.81-10.10)の独立した予測因子であった。

Meta-analysis
Gupta ら(2017)は 6 研究(11,256 例、経過観察期間 1.6-6.0 年)を対象に meta-analysis を行った[4]。CCS>0 の群は CCS 0 の群と比べると、aspirin の開始 (OR 2.6; 95% CI 1.8-3.8),
脂質低下療法の開始 (OR 2.9; 95% CI 1.9-4.4), 降圧剤の開始 (OR 1.9; 95% CI 1.6-2.3)、
脂質低下療法の継続 (OR 2.3; 95% CI 1.6-3.3), 運動の増加 (OR 1.8; 95% CI 1.4-2.4)、食事内容の変化 (OR 1.9; 95% CI 1.5-2.5)が有意に多かった。
また、CCTA についても同様の研究がある。
Cheezum ら(2013)は CAD の既往のない 1,125 例に CCTA を施行し、前後での投薬、検査値の推移を検討した[5]。CAD のない群(n = 617)、nonobstructive CAD 群(n = 411)、
obstructive CAD 群 (n = 97)に分けると重症度が増すほど、statin (26%, 46%, 46%,p<0.001), 降圧剤 (11%, 21%, 24%, p<0.001)、aspirin (9%, 29%, 40%, p<0.001)の使用頻度が有意に増加していた。また、各種検査値の改善が大きかった (total cholesterol -6.7, -14.7,-24.7 mg/dl, p=0.008, LDL-C -5.6, -14.1, -24.6 mg/dl, p=0.001, systolic BP +0.1, -1.4, -4.9mm Hg, p=0.002,

diastolic BP -0.6, -1.0, -3.4 mm Hg, p=0.012)。多変量解析では

nonobstructive CAD は aspirin 内服 (OR 6.9, 95% CI 4.7-10.2; p<0.05)、statin 内服 (OR6.6; 95% CI 3.0-14.3; p<0.05)、降圧剤内服 (OR 1.6; 95% CI 1.1-2.2; p<0.05)の独立した予測因子であった。また、obstructive CAD は aspirin 内服 (OR 42.4; 95% CI 15.8-113.9;

p<0.05)、statin 内服(OR 30.3; 95% CI 3.2-289.2; p<0.05)の独立した予測因子であった。
Hulten ら(2014)は CAD の既往のない 2,839 例に CCTA を施行し、CCTA 前後の脂質低下療法の変化を検討した[6]。平均経過観察期間は 3.6 年であった。脂質低下療法の頻度はnonobstructive CAD 群 (OR 3.6; 95% CI 2.9-4.9; p<0.001)および obstructive CAD 群 (OR5.6; 95% CI 4.3-7.3; p<0.001)で有意に増加していた。その結果、LDL-C はすべての群で有意に低下していた。また、nonobstructive but extensive CAD 群では CCTA 後の statin 内
服により、心臓死・心筋梗塞が有意に減少する(HR 0.18; 95% CI 0.05-0.66; p=0.01)と推定された。

Overview
CCS や CCTA 所見の重症度が増加するほど、食事療法・運動療法・薬剤内服の adherenceは改善する。

【文献】
1. Kalia NK, Miller LG, Nasir K, Blumenthal RS, Agrawal N, Budoff MJ. Visualizing
Coronary Calcium Is Associated With Improvements in Adherence to Statin
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Hoffmann U, Ghoshhajra BB, Hachamovitch R, Di Carli MF, Blankstein R.
Coronary Artery

Disease

DetectedbyCoronary Computed

Tomographic

Angiography Is Associated With Intensification of Preventive Medical Therapy andLower Low-Density Lipoprotein Cholesterol. Circ Cardiovasc Imaging 2014; 7:
629-638.

第2部

Coronary CT Angiography (CCTA)

第1章

Diagnostic accuracy

CCTA の冠動脈有意狭窄の診断能力については非常に多くの報告がある。
感度(sensitivity, SEN)、特異度(specificity, SPE)、陽性適中率(positive predictive value,
PPV)、陰性適中率(negative predictive value, NPV)の個々の研究間での差は患者背景の違いや有意狭窄例の頻度(prevalence)によるものと考えられる。
64MDCTyear

authornanalysis

SEN

SPE

PPV

NPV

2005

Leber

55

patient

73%

97%

NA

NA

2005

Leschka67

patient

94%

97%

87%

99%

2005

Raff

70

patient

95%

90%

93%

93%

segment

86%

95%

66%

98%

2005

Mollet51

segment

99%

95%

76%

99%

2006

Fine

66

patient

95%

96%

97%

92%

2006

Roper

81

patient

96%

91%

NA

NA

segment

93%

97%

NA

100%

patient

98%

86%

98%

86%

segment

90%

94%

89%

95%

patient

95%

97%

97%

93%

segment

85%

98%

82%

99%

2006
2006

Ehara
Schuijf

69
61

2007

Shapiro37

patient

85%

99%

96%

98%

2007

Shabestari143

patient

96%

67%

91%

83%

segment

92%

97%

77%

99%

2008

Ravipati

145

patient

98%

74%

90%

94%

2008

Budoff230

patient

95%

83%

64%

99%

2008

Miller291

patient

85%

90%

91%

83%

2008

Meijboom360

patient

99%

64%

86%

97%

segment

88%

90%

47%

99%

7,017

patient

90%

95%

92%

93%

61

patient

100%

89%

76%

100%

segment

79%

98%

61%

99%

2009

Benjamin2010

van Werkhoven

2011

van Velzen

100patient

100%

85%

81%

100%

2013

Gueret757

patient

91%

50%

68%

83%

Meta-analysis
year

author study(n) patients(n) analysis SEN

SPE

PPV

NPV

2007

Hamon

12

695

patient

97%

90%

93%

96%

2008

Mowatt28

1,286

patient

99%

89%

93%

100%

segment

90%

97%

76%

99%

Dual-source CT
year

authornanalysis

SEN

SPE

PPV

NPV

2007

Heuschmid

51

patient

96%

87%

61%

99%

2007

Weustink

100

patient

99%

87%

96%

95%

segment

95%

95%

75%

99%

patient

100%

85%

67%

100%

segement

95%

94%

60%

99%

2010

Marwan110

320-row CT
year

authornanalysis

SEN

SPE

PPV

NPV

2010

de Graaf

64

patient

100%

88%

92%

100%

2010

Nasis

63

patient

94%

87%

88%

93%

segment

87%

97%

73%

99%

【文献】
1. Leber AW, Knez A, von Ziegler F, Becker A, Nikolaou K, Paul S, Wintersperger B,
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第2章

プラーク量・狭窄度の評価

Leber ら(2005)は 55 例に MDCT・CAG・IVUS を行い、比較検討した[1]。MDCT と CAGの狭窄度の相関は r=0.54 であった。MDCT の狭窄度 50%未満、50%以上、75%以上の検出の感度は各々79%、73%、80%で、特異度は 97%であった。IVUS と比較して、84%で正しく同定できていた。MDCT と IVUS の mean plaque area は各々7.3 ㎟、8.1 ㎟で、有意の相関を認めた (r=0.73, p<0.03)。MDCT と IVUS の狭窄面積は各々41.1%、50.4%で、有意の相関を認めた (r=0.61, p<0.001)。
Cury ら(2005)は 29 例(42 segment)を対象に 16 列 MDCT を行い、CAG(QCA)と比較した[2]。
狭窄度については MDCT と QCA の相関は r²=0.93 と非常に良好であったが、MDCTが過大評価していた(bias 4±8%)。病変長については MDCT と QCA の相関は r²=0.54 とmodest であった。
Caussin ら(2006)は中等度狭窄の 40 例(54 病変)を対象に、
MDCT と IVUS を比較した[3]。
MDCT と IVUS の minimal lumen area は良好な相関を認めた(r=0.88, p<0.001)。
Interobserver variability は各々1.2 ㎟、1.1 ㎟であった。Bland-Altman 解析による MDCTの 95%CI は-42%～+44%であった。MDCT の有意狭窄検出の感度は 87%、特異度は 72%、
正診率は 80%であった。
Joshi ら(2009)は 67 例に MDCT・CAG・IVUS を行い、比較検討した[4]。MDCT と IVUSの minimal lumen area は中等度の相関を認めた(r²=0.41, p<0.001)。中等度以上の石灰化病変を除くと、MDCT と IVUS の minimal lumen area は良好な相関を認めた(r²=0.68,
p<0.001)。しかし、MDCT と CAG 間の minimal lumen diameter (r²=0.01, p=0.57)や
diameter stenosis (r=0.02, p=0.31)は有意の相関を認めなかった。IVUS の minimal lumenarea と CAG の diameter stenosis も有意の相関を認めなかった(r²=0.01, p=0.50)。
Boogers ら(2012)は 51 例(146 病変)を対象に、MDCT と IVUS を比較した[5]。MDCTと IVUS の minimal lumen area は良好な相関を認めた(r=0.75, p<0.001)。両者の meanplaque burden (r=0.64, p<0.001)および remodeling index (r=0.56, p<0.001)も有意の相関
を認めた。

【文献】
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1007-1016.

第3章

Tissue characterization

Achenbach ら(2004)は有意狭窄のない 22 例で、16 列 MDCT と IVUS 所見を比較した。
MDCT のすべてのプラークの検出能は感度 82%、特異度は 88%であった。Calcified plaqueの検出能は感度 94%、特異度は 94%であった。Non-calcified plaque の検出能は感度 78%、
特異度は 87%であった。冠動脈の近位部に限れば、すべての plaque の検出能は感度 92%、
特異度は 88%であった。Calcified plaque の検出能は感度 95%、特異度は 91%であった。
Non-calcified plaque の検出能は感度 91%、特異度は 89%であった。
Leber ら(2004)は 37 例(58 枝)で、16 列 MDCT と IVUS 所見を比較した。MDCT の検出
率は hypoechoic plaque で 78%、hyperechoic plaque で 78%、calcified plaque で 95%であった。各々の CT 値は 49±22、91±22、391±156HU であった(p<0.02)。また、動脈硬化性病変がない判定は 92%で正確であった。
Pundziute ら(2008)は 50 例に MDCT と VH-IVUS を行い、比較した。全体で 168 個のプラークを認めた。Non-calcified plaque は calcified plaque 比べて、fibrotic tissue (60.9±9.2%対 54.6±8.3%, p=0.001)および fibro-fatty tissue (28.1±13.0%対 21.4±9.8%,
p=0.006)が有意に多かった。Mixed plaque および calcified plaque は non-calcified plaqueと比べて、dense calcium が有意に多かった (各々7.6±8.9%対 2.7±3.0%, p=0.001、10.2±6.7%対 2.7±3.0%, p<0.0001)。Thin cap fibroatheroma の頻度は mixed plaque がnon-calcified plaque や calcified plaque より有意に多かった (32%対 13%対 8%, p=0.002)。

【文献】
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176-182.

第4章

狭窄の有無・範囲による予後予測

Min ら(2007)は胸部症状のある 45 歳以上の 1,127 例に CCTA を施行した[1]。冠動脈狭窄は minimal (<30%),mild (30-49%), moderate (50-69%), severe (≥70%)に分類した。
Plaque は 3 つの方法で評価した。
1) moderate or obstructive plaque, 2) CCTA score (Dukecoronary artery score を改編したもの), 3) plaque の範囲と分布を評価した simple clinicalscore。観察期間は 15.3±3.9 ヶ月であった。死亡の予測因子は LAD 近位部病変および≥
50％・≥70％狭窄の枝の数であった(p<0.0001)。生存率は<50%狭窄群で 99.7%と最も高かった。CCTA score により、予後の層別化はさらに改善した(p<0.0001)。1 枝に≥70%狭窄を有するか、2 枝に≥50%狭窄を有する群の生存率は 96%(p=0.013)、LM に≥50%狭窄を有する群の生存率は 85%であった(p<0.0001)。Simple clinical score により死亡率は 5-6%増加
した(plaque burden 6.6% vs. 1.6%, distribution 8.4% vs. 2.5%, p=0.05)。
Ostrom ら (2008)は冠動脈疾患の既往のない 2,538 例に CCTA を行い、78±12 カ月の経過観察中、死亡を 3.4%認めた[2]。冠動脈疾患のない群と比較して、3 枝非有意狭窄群はHR 1.77 (95%CI 1.34-2.34, p=0.0001)、1 枝有意狭窄群は HR 1.87 (95%CI 1.4-2.51,
p=0.0001)、2 枝有意狭窄群は HR 2.37 (95%CI 1.91-2.93, p=0.0001)、3 枝有意狭窄群はHR 2.61 (95%CI 2-3.37, p=0.0001)であった。
van Werkhoven ら (2009)は 517 例に CCTA を行い、672 日(中央値)の経過観察中に心事
故(総死亡・心筋梗塞・血行再建術を要する不安定狭心症)を 5.2%認めた[3]。総死亡・心筋梗塞は冠動脈疾患なし・非有意狭窄群で 1.8%、有意狭窄群で 4.8%であった(log-rank
p<0.01)。
Hadamitzky ら (2011)は冠動脈疾患の疑いの 2,223 例に CCTA を行い、28 か月(中央値)の経過観察を行った[4]。心事故は有意狭窄群で 2.9%/年、非有意狭窄群で 0.3%/年で、HRは 13.5 (95%CI 6.7-27.2, p<0.001)であった。
CONFIRM registry (2011)では 24,775 例に CCTA を行い、2.3±1.1 年の経過観察を行った[5]。その間、404 例の死亡を認めた。冠動脈疾患がない群の死亡率は 0.28%/年と非常に低率であった。冠動脈疾患がない群と比べて、死亡の HR は有意狭窄群で 2.60 (95%CI
1.94-3.49, p<0.0001)、非有意狭窄群で 1.60 (95%CI 1.18-2.16, p=0.002)であった。また、1枝病変群は HR 2.00 (95%CI 1.43-2.82, p<0.0001)、
2 枝病変群は HR 2.92 (95%CI 2.00-4.25,
p<0.0001)、3 枝病変・左主幹部病変群は HR 3.70 ( 95%CI 2.58-5.29, p<0.0001)で、病変枝の増加とともに死亡率は増加していた。65 歳未満群と 65 歳以上群を比較すると 2 枝病
変例では HR 4.00 (95%CI 2.16-7.40) vs. 2.46 (95%CI 1.51-4.02, p=0.0003)、3 枝病変例では HR 6.19 (95%CI 3.43-11.2) vs. 3.10 (95%CI 1.95-4.92)で、65 歳未満で有意に死亡率が高かった。3 枝病変例では女性の HR4.21 (95%CI 2.47-7.18) vs. 男性の HR 3.27 (95%CI
1.96-5.45, p<0.0001)で、女性で有意に死亡率が高かった。
Hou ら(2012)は冠動脈疾患の疑いの 4,425 例を対象に CCTA を行い、1,081 日(中央値)

の経過観察中に MACE(心臓死・心筋梗塞・血行再建術)が 8.2%発症した[6]。3 年間の MACE
はカルシウム・スコアが 0 群で 2.1%、1-100 群で、12.9%、101-400 群で 16.3%、>400 群
で 33.8%と、カルシウム・スコアの増加とともに増加していた(log-rank p<0.001)。また、
狭窄なし群では 0.8%、
非有意狭窄群では 3.7%、
1 枝病変群では 27.6%、
2 枝病変群では 35.5%、
3 枝病変群では 57.7%と狭窄度・狭窄枝の増加とともに増加していた(log-rank p<0.001)。
Calcified plaque 群では 5.5%、noncalcified plaque 群では 22.7%、mixed plaque 群では37.7%とプラークの正常によっても MACE に有意差を認めた(log-rank p<0.001)。
Danish multicenter cohort study(2017)では新たに症状の出現した 16,946 例を対象にCCTA を施行した[7]。心事故(総死亡・心筋梗塞・CCTA 後 90 日以降の血再建術)は 486 例に認めた。心事故の頻度は CAD のない群では 1.5%、obstructive CAD 群では 6.8%、
three-vessel/left main CAD 群では 15%であった。CAD のない群に比べ、non-obstructive
CAD 群 (HR 1.28; 95% CI 1.01-1.63)、obstructive 1VD 群(HR 1.83; 95% CI 1.37-2.44)、
2VD 群(HR 2.97; 95% CI 2.09-4.22)、3VD/left main CAD 群(HR 4.41; 95% CI 2.90-6.69)
ではこの順に有意に心事故が多かった。

Meta-analysis
Hulten ら(2011)は 18 の研究(9,592 例)を対象に meta-analysis を行った[8]。有意狭窄例
対正常例の MACE は年間 8.8%対 0.17% (p<0.05)、死亡・心筋梗塞は年間 3.2%対 0.15%(p<0.05)であった。正常例の MACE の negative likelihood ratio (LR)は 0.0008 (95%CI
0.0004-0.17, p<0.0001)、positive LR は 1.70 (95%CI 1.42-2.02, p<0.001)、感度は 0.99
(95%CI 0.93-1.00, p<0.001)、特異度は 0.41 (95%CI 0.31-0.52, p<0.001)であった。
Abdulla ら(2011)は 10 の研究(5,675 例)を対象に meta-analysis を行った[9]。平均観察期
間は 21 ヶ月であった。
MACE の頻度は normal 群で 0.5%、non-obstructive CAD 群で 3.5%、
obstructive CAD 群で 16%であった。
Normal 群に比べ、non-obstructive CAD 群 (OR 6.68;
95% CI 3.01-14.82; p=0.0001)および obstructive CAD 群 (OR 41.19; 95% CI 22.56-75.18;
p=0.0001)の MACE は有意に多かった。
Bamberg ら(2011)は 11 の研究(7,335 例)を対象に meta-analysis を行った[10]。有意狭窄が１個以上ある場合の心事故は 11.9%/年で、HR 10.74 (95%CI 6.4-18.1, p<0.001)、血行再建術を除くと HR 6.15 (95%CI 3.22-11.74)であった。左主幹部狭窄は HR 6.64 (95%CI
2.6-17.3)、
有意狭窄１個は HR 1.35 (95%CI 1.1-1.7)、
3 枝病変は HR 2.50 (95%CI 1.9-3.3)、
プラーク 1 個は HR4.51 (95%CI2.2-9.3)、プラークを含む segment1 個は HR1.23 (95%CI
1.17-1.29)、非石灰化プラークを含む segment1 個は HR1.29 (95%CI 1.2-1.4)であった。
また、狭窄の範囲も重要であることが報告されている。
Lin ら (2011)は CCTA にて有意狭窄を有さない 2,583 例を対象に、3.1±0.5 年間経過観察を行い、死亡を 2.09%に認めた[11]。冠動脈疾患がない群に比べ、非有意狭窄群での死亡

の HR は 1.98 (95%CI 1.06-3.69, p=0.03)であった。特に、3 枝に非有意狭窄を認め群 (HR4.75, 95%CI 2.10-10.75, p=0.0002)および 5 segment 以上で非有意狭窄を認める群 (HR5.12, 95%CI 2.16-12.10, p=0.0002)で死亡率が最も高かった。また、冠動脈疾患がない群の死亡率は 0.34%/年と非常に低かった。[10]Bittencourt ら(2014)は CAD の既往のない 3,242 例に CCTA を施行した[12]。観察期間の中央値は 3.6 年であった。狭窄度は normal、non-obstructive、obstrucive に分け、CADの範囲は non-extensive(≤4 segements)、extensive(>4 segments)に分けた。心臓死・心筋
梗塞のリスクは extensive non-obstructive CAD 群(HR 3.1; 95% CI 1.5–6.4; p < 0.05)とnon-extensive obstructive CAD 群(HR 3.0; 95% CI 1.3–6.9; p < 0.05)で同等で、extensive
obstructive CAD 群(HR 3.9; 95% CI 2.2–7.2; p < 0.05)ではさらに高かった。
Hadamitzky ら(2013)は 1,584 例に CCTA を施行した[13]。観察期間の中央値は 5.6 年であった。心臓死・心筋梗塞は no CAD 群で 0.24%/yr、obstructive CAD 群で 1.1%/yr、
extensive CAD 群で 1.5%/yr であった。
Overview
心事故は CCTA にて冠動脈疾患のない例では非常に少ない。有意狭窄例では狭窄枝の増加とともに心事故は増加していた。また、非有意狭窄例の心事故は冠動脈疾患のない例と有意狭窄例の中間であり、やはり狭窄枝の増加とともに心事故は増加していた。また、非有意狭窄例でも範囲が広い(extensive plaque)例では有意狭窄例と同等の予後であることが示された。つまり、plaque volume の増加が重要な予後規定因子であることを示唆している。

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第5章

CCTA には CCS の予後予測に対して付加的価値がある

Ostrom ら (2008)は冠動脈疾患の既往のない 2,538 例に CCTA を行い、78±12 カ月の経過観察中、死亡を 3.4%認めた[1]。冠動脈疾患のない群と比較して、3 枝非有意狭窄群はHR 1.77 (95% CI 1.34-2.34, p=0.0001)、1 枝有意狭窄群は HR 1.87 (95% CI 1.4-2.51,
p=0.0001)、2 枝有意狭窄群は HR 2.37 (95% CI 1.91-2.93, p=0.0001)、3 枝有意狭窄群はHR 2.61 (95% CI 2-3.37, p=0.0001)であった。AUR は risk factor で 0.69、CCTA の追加
によって 0.83、CCS の追加によって 0.89 と有意に増加した(p<0.0001)。
Hou ら(2012)は冠動脈疾患の疑いの 4,425 例を対象に CCTA を行い、1,081 日(中央値)の経過観察中に MACE(心臓死・心筋梗塞・血行再建術)が 8.2%発症した[2]。
3 年間の MACE
は CCS が 0 群で 2.1%、1-100 群で、12.9%、101-400 群で 16.3%、>400 群で 33.8%と、CCS の増加とともに増加していた(log-rank p<0.001)。また、狭窄なし群では 0.8%、非有意狭窄群では 3.7%、1 枝病変群では 27.6%、2 枝病変群では 35.5%、3 枝病変群では 57.7%と狭窄度・狭窄枝の増加とともに増加していた(log-rank p<0.001)。Calcified plaque 群では 5.5%、noncalcified plaque 群では 22.7%、mixed plaque 群では 37.7%と plaque の性状によっても MACE に有意差を認めた(log-rank p<0.001)。AUR は risk factor で 0.71、
CCS の追加によって 0.82、CCTA の追加によって 0.93 と有意に増加した(p<0.001)。
CONFIRM(2015)では CAD の既往のない 3,217 例に CCTA を施行した[3]。CCS は 0-10,
11-100, 101-400, 401-1000, >1000 に分けた。CCTA では obstructive disease の数で、範囲と程度を評価した。経過観察期間の中央値は 24 ヶ月であり、心事故(総死亡・心筋梗塞)
は 58 例(1.8%)に認めた。Framingham risk score に対する CCTA の付加的価値はCCS>100 の群で認め(likelihood ratioχ2 25.34; increment in C-statistic 0.24; NRI 0.62,
all p<0.001)、CCS≤100 の群では認めなかった。CCS>100 の群内では CCS が 101-400 の例で最も価値が大きく、CCS が増加するに連れてその価値は減じた。
Han ら(2018)は無症状の 3,145 例を年齢により、3 群(cutoff points; 52 and 62 years)に分けた[4]。CCTA では狭窄度を 0, 1-49, ≥50%に分け、≥50%の数も評価した。観察期間の中央値は 26 ヶ月で、総死亡・心筋梗塞を 59 例(1.9%)に認めた。最も年齢の高い群ではCCTA は Framingham risk score+CCS に対して付加的価値を認めた(C-statistic 0.75 vs.
0.70, p=0.015, cNRI 0.75)。しかし、最も年齢の低い群では CCTA は付加的価値を認めなかった。

Overview
CCTA には CCS の予後予測に対して付加的価値があるとする研究が多い。

【文献】

1. Ostrom MP, Gopal A, Ahmadi N, Nasir K, Yang E, Kakadiaris I, Flores F, Mao SS,
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3. Cho I, Chang HJ, Hartaigh BÓ, Shin S, Sung JM, Lin FY, Achenbach S, Heo R,
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Leipsic J, Shaw LJ, Kaufmann PA, Cury RC, Feuchtner G, Kim YJ, Maffei E, Raff
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4. Han D, Hartaigh BÓ, Gransar H, Lee JH, Rizvi A, Baskaran L, Schulman-Marcus
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F, Maffei E, Callister TC, Chinnaiyan K, Chow BJW, DeLago A, Hadamitzky M,
Hausleiter J, Kaufmann PA, Raff G, Shaw LJ, Villines TC, Kim YJ, Leipsic J,
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第6章

不安定プラークの同定

急性冠症候群と安定型狭心症群の CCTA 所見を比較し、不安定プラークの特徴を検討した研究がある。
Hoffmann ら(2006)は急性冠症候群 14 例と安定型狭心症 9 例の 40 病変を比較検討した[1]。
急性冠症候群例の責任病変(n=14)、非責任病変(n=13)、安定型狭心症の責任病変(n=13)のplaque 面積は各々17.5±5.9, 9.1±4.8, 13.5±10.7 ㎟ (p=0.02)で、急性冠症候群例の責任病変で有意に大きかった。Remodeling index は各々1.4±0.3, 1.0±0.4, 1.2±0.3 (p=0.04)
で、急性冠症候群例の責任病変で有意に大きかった。Non-calcified plaque の頻度は各々100%、62%、77%で、calcified p;aque の頻度は各々71%、92%、85%であった。
Motoyama ら(2007)は急性冠症候群 38 例と安定型狭心症 33 例を対象に PCI 前に CCTAを行いプラークの正常を比較した[2]。
その結果、CT 値が 30-150HU の non-calcified plaque(100% vs. 100%, p=NS)の頻度は両群で有意差はなく、large calcification (22% vs. 55%,
p=0.004)は安定型狭心症群で有意に高率であった。そして、positive remodeling (87% vs.
12%, p<0.0001)、low attenuation plaque [<30HU] (79% vs. 9%, p<0.0001)、spotty
calcification (63% vs. 21%, p=0.0005)の 3 所見が急性冠症候群で有意に高率であった。これらの 3 所見がそろった場合の陽性適中率は 95%、3 所見がない場合の陰性適中率は 100%であった。
Kitagawa ら(2009)は急性冠症候群 21 例と非急性冠症 vs. 群 80 例に CCTA を行い、228
個の non-calcified plaque を対象に検討した[3]。Non-calcified plaque の数は急性冠症候群
例で有意に多かった(3.1±1.2 対 2.0±1.1/患者)。急性冠症候群例では CT 値は有意に低く(24±22 vs. 42±29HU, p<0.01)、remodeling index は有意に高く(1.14±0.18 vs. 1.08±0.19,
p=0.02)、
周囲の spotty calcification は有意に多かった(60% vs. 38%, p<0.01)。
CT 値<40HU、
RI>1.05、spotty calcification のすべてを有する non-calcified plaque は急性冠症候群例で有意に多かった(43%対 22%, p<0.01)。
上記の CCTA での不安定プラークの特徴は、他の modality を用いた研究においても認められている。
Kashiwagi ら(2009)は急性冠症候群 31 例と安定型狭心症 74 例を対象に CCTA および
OCT を行い、OCT 所見により TCFA 群と非 TCFA 群に分けた[4]。Positive remodeling はTCFA 群で有意に多かった(76% vs. 31%, p<0.001)。Plaque の CT 値は TCFA 群で有意に低かった(35.1±32.3 vs. 62.0±33.6 HU, p<0.001)。Ring-like enhancement は TCFA 群で有意に多かった(44% vs. 4%, p<0.0001)。
Ito ら(2011)は OCT で診断した TCFA 37 例と non-TCFA 85 例の CT 所見を比較した[5]。
CT 値(HU)は TCFA 群で有意に低値であった(44.9±19.2 vs. 78.7±25.0, p<0.0001)。
Remodeling index は前者で有意に大きかった(1.14±0.20 va. 0.95±0.16, p<0.0001)。Signet

ring appearance の頻度は前者で有意に多かった(65% vs. 16%, p<0.0001)。
Kroner ら(2011)は CCTA で positive remodeling を認めた 37 例と認めなかった 62 例のVH-IVUS 所見を比較した[6]。その結果、necrotic core の面積は前者で有意に大きく(15.7±7.8% va. 10.2±7.2%, p<0.001)、TCFA の頻度は前者で有意に多かった(43.2% vs.
4.8%, p<0.001)。
Nakazato ら(2015)は 45 例を CCTA および OCT で評価した[7]。OCT 所見により、no
TCFA 群(n=44)、TCFA w/o macrophage infiltration 群(n=7)、TCFA with macrophage
infiltration 群(n=17)に分けた。狭窄度(43.6% vs. 40.7% vs. 57.3%, p=0.01)、PR(11% vs.
43% vs. 71%, p<0.001)、LAP(11% vs. 29% vs. 59%, p=0.001)、SC(2% vs. 29% vs. 18%,
p=0.02)の頻度は OCT による vulnerability が上昇するほど増加していた。多変量解析では
PR(OR 16.9; 95% CI 3.9-73.3; p<0.001)および LAP(OR 11.2; 95% CI 2.8-44.3; p=0.001)がTCFA with macrophage infiltration の独立した予測因子であった。

Spotty calcification
van Velzen ら(2011)は CCTA での spotty calcification と VH-IVUS での TCFA の関係を検討した[8]。
TCFA の頻度は non-calcified lesion で 21%、
small spotty calcification で 31%、intermediate spotty calcification で 17% 、 large spotty calcification で 9% 、 dense
calcification で 6%であった。つまり、spotty calcification のカルシウム量が小さくなるほ
ど、TCFA の頻度は増加し、dense calcification での頻度が最も少なかった。
Kataoka ら(2012)は経時的に IVUS を行った 1,347 例を spotty calcification の有無によってあり群(n=922)となし群(n=425)に分けた[9]。Spotty calcification を有する群は高齢(56vs. 54years, p=0.001)で、男性が多く(68% vs. 54%, p=0.01)、糖尿病(30% vs. 24%, p=0.01)と心筋梗塞(28% vs. 20%, p=0.004)の既往が多かった。また、HDL-C が低かった(48±16 vs.
51±17mg/dl, p=0.001)。Spotty calcification を有する群は percent atheroma volume (36.0±7.6% vs. 19.0±8.5%, p<0.001)および total atheroma volume (174.6±71.9 vs. 133.9±
64.9 ㎣, p<0.001)が有意に大きかった。また、spotty calcification を有する群では経時的IVUS による percent atheroma volume の増加が有意に大きかった(0.43±0.07% vs. 0.02
±0.11%, p=0.002)。つまり、spotty calcification はより広範で、びまん性、および進行しやすい動脈硬化性病変を表していた。
また、
IVUS や OCT を用いた研究では ACS 群では SAP 群に比べ、石灰化はより小さく、表面に近いとの報告が多い[10, 11]。

Napkin-ring sign
Maurovich-Hovat ら(2010)は low CT attenuation の plaque core が high CT attenuationの rim-like area で囲まれたパターンの plaque を報告し、napkin-ring sign(NRS)と名付けた[12]。彼らは病理所見との対比を行い、NRS は fibrous plaque tissue で囲まれた large

central lipid core か 、 deep micro-calcification, intramural thrombus, intraplaquecontrast enhancement (neovascularization による)であると推測している。
さらに、
Maurovich-Hovat ら(2012)は 7 例 donor heart から 611 枚の組織標本を作製し、
CCTA

で の

plaquecategory(non-calcified,

mixed,

calcified) お よ びplaquepattern(homogeneous, heterogeneous with NRS, heterogeneous w/o NRS)と対比した[13]。その結果、NRS は進行した動脈硬化病変を強く示唆していた(specificity 98.9%; 95%
CI 97.6-100%)。
Otsuka ら(2013)は 895 例に CCTA を施行し、obstructive plaque, PR, LAP, NRS の予後予測能を検討した[14]。PR, LAP, NRS の頻度は各々1.0%, 0.8%, 0.4%であった。2.3±0.8
年の経過観察後、ACS を 24 例(2.6%)に認めた。PR(HR 5.25; 95% CI 2.17-12.69; p<0.001),
LAP(HR 3.75; 95% CI 1.43-9.79; p=0.007), NRS(HR 5.55; 95% CI 2.10-14.70; p<0.001)はACS の独立した予後予測因子であった。
Feuchter ら(2017)は低～中等度リスクの 1,469 例に CCTA を施行し、stenosis severity,
plaque typr, high-risk plaque の予後予測能を検討した[15]。平均 7.8 年の経過観察期間中に心事故を 41 例(2.8%)に認めた。その結果、LAP<60HU(HR 4.96; 95% CI 2.0-12.2;
p<0.0001)および NRS(HR 3.85; 95% CI 1.7-8.6; p<0.0001)の予後予測能が最も高かった。
他に spotty calcification(HR 2.2; 95% CI 1.1-4.3; p<0.001)、stenosis severity(HR 1.5; 95%
CI 1.1-2.3; p<0.001)、plaque type(HR 1.7; 95% CI 1.1-2.6; p<0.001)にも予後予測能を認めた。

Overview
CCTA での不安定プラークの特徴は 1) positive remodeling(PR)、2) low attenuation
plaque(LAP)、3) spotty calcification(SC)、4) napkin-ring sign(NRS)の 4 所見である。なお、CT 領域では不安定プラークは high-risk plaque (HRP)と呼ばれることが多い。

【文献】
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第7章

不安定プラークの予後予測能

Matsumoto ら(2007)は 810 例に CCTA を行い、low-dense plaque の有無で心事故の発症を検討した[1]。Low-dense plaque は CT 値が 68HU 未満で、軽度～中等度の狭窄を伴う
plaque と定義した。観察期間は 1,062±544 日であった。急性冠症候群の発症は low-dense
plaque 群の方が有意に多かった(1.82%対 0.66%/年, p<0.001)。多変量解析では心筋梗塞の既往と low-dense plaque が急性冠症候群の有意の予測因子であった。
Motoyama ら(2009)は有意狭窄を持たない 1,059 例に MDCT を行い、平均 27±10 カ月の経過観察を行った[2]。不安定プラークの 2 つの特徴 (positive remodeling および low
attenuation plaque)を有する例は 45 例、どちらか一方の特徴を有する例は 27 例と非常に少なく、不安定プラーク以外のプラークを有する例が 829 例と大部分であった。プラークを有さない例が 167 例あった。急性冠症候群の頻度は各々22.2%、3.7%、0.5%、0%であった。つまり、不安定プラークの 2 つの特徴を有する例は不安定プラーク以外のプラークを有する例に比べ、急性冠症候群発症のリスクが 44 倍高い結果であった。また、プラークを有さない例は急性冠症候群を 1 例も発症していなかった。
Otsuka ら(2013)は CCTA を受けた 895 例を 2.3±0.8 年間の経過観察を行い、24 例の急性冠症候群を認めた[3]。1,174 個のプラークの内、positive remodeling (PR)を 1.0%、
low-attenuation plaque (LAP) を 0.8% 、 napkin-ring sign を 0.4% に 認 め た 。 Cox
proportional hazard analysis では PR (HR 5.25, 95%CI 2.17-12.69, p<0.001)、LAP (HR3.75, 95%CI 1.43-9.79, p=0.007)、napin-ring sign (HR 5.55, 95%CI 2.10-14.70, p<0.001)
が急性冠症候群の独立した予測因子であった。
Puchner ら(2014)は ROMICAT-Ⅱ trial の CCTA arm の 472 例を検討した[4]。CCTA
所見として、non-obstructive CAD, obstructive CAD, high-risk plaque (PR, LAP, SC,
NRS)を解析した。
その結果、37 例(7.8%)に ACS を認めた。
High-risk plaque は、obstructive
CAD (OR 8.9; 95% CI 1.8-43.3; p=0.006)や risk factor (OR 38.6; 95% CI 14.2-104.7;
p<0.001)で補正した後も ACS の独立した予測因子であった。
Motoyama ら(2015)は 3,158 例に CCTA を行い、HRP と有意狭窄の有無を評価した[5]。
3.9±2.4 年の経過観察期間中、ACS を 88 例(2.8%)に認めた。ACS の頻度は HRP(+)群がHRP(-)群より、有意に多かった(16.3% vs. 1.4%)。また、狭窄(+)群が狭窄(-)群より、有意に多かった(5.5% vs. 2.1%)。Plaque を認めない群では ACS の頻度は 0.6%であった。HRP(-)
群の ACS の頻度は低かったが症例数が多いため、最終的には HRP(+)群の ACS 件数と同等であった(n=43 vs, 45)。CCTA で経過をみた 449 例では plaque progression(PP)が ACS の独立した予測因子であった(PP(+)/HRP(+) 27% vs. PP(+)/HRP(-) 10% vs. PP(-)/HRP(-)0.3%)。
Ferencik ら(2018)は PROMISE のデータを用いて、high-risk plaque(HRP)および
significant stenosis(SS)の予後予測能を検討した[6]。対象は 4,415 例で、MACE(死亡・心筋梗塞・不安定狭心症)は 131 例(3%)に認めた。HRP は 15.3%、SS は 6.3%に認めた。HRP
は MACE の予測因子であった(HR 2.73; 95% CI 1.89-3.93, aHR 1.72; 95% CI 1.13-2.62)。
特に、
non-obstructive CAD 例において HRP の MACE の予測能は高かった(aHR 4.31; 95%
CI 2.25-8.26)。
SS も MACE の予測因子で、HRP の有無で予測能は同等であった(SS/HRP(+)
aHR 8.68; 95% CI; 4.25-17.73, SS/HRP(-) aHR 9.31; 95% CI 4.21-20.61)。HRP の MACE
予 測 能 は 男 性 よ り 女 性 で よ り 強 く (aHR 1.40; 95% CI 0.81-2.39 vs. 2.41; 95% CI;
1.25-4.64)、高齢者より若年者でより強かった(aHR 1.36; 95% CI 0.77-2.39 vs. 2.33; 95%
CI 1.20-4.51)。
Williams ら (2019) は SCOT-HEART の デ ー タ を 用 い て adverse plaque (positive
remodeling or low attenuation plaque)、obstructive disease、coronary artery calcificationの予後予測能を検討した[7]。5 年間の経過観察を行った 1,769 例を対象に、心臓死・心筋梗塞を検討した。心臓死・心筋梗塞の頻度は adverse plaque 群(HR 3.01; 95% CI 1.61-5.63;
p=0.001)および obstructive disease 群(HR 1.99; 95% CI 1.05-3.79; p=0.036)で有意に高かった。Adverse plaque と obstructive disease の両方を有する群での心臓死・心筋梗塞の頻度は最も高かった(HR 11.50; 95% CI 3.39-39.04; p<0.001)。これらの関係は CCS とは独立したものではなかった。
Finck ら(2020)は CAD の既往のない 1,615 例に CCTA を施行した[8]。平均 10.5 年の経過観察期間中に心事故(心臓死・心筋梗塞)を 51 例(3.2%)に認めた。定量的な評価(anycalcified/ non-calcified plaque や elevated plaque load)の他に morphological plaquefeature (spotty or gross calcification と napkin-ring sign)も心事故の予後予測因子であった。しかし、spotty calcification と napkin-ring sign のみが、risk factor や冠動脈狭窄に対して付加的価値を有していた。

Systematic review and meta-analysis
Thomsen ら(2016)は急性冠症候群(ACS)および安定型狭心症(SA)患者における high-riskvs. low-risk plaque および culprit vs. non-culprit lesion を比較した研究の meta-analysisを行った[9]。High-risk plaque は non-calcified plaque (NCP)、spotty calcified plaque(SCP)、increased remodeling index (RI)のいずれか一つ以上を有するものと定義した。18の研究では plaque type、plaque volume、RI を比較した。6 つの研究では 35±2 ヶ月の経過観察後の ACS の発症を high-risk plaque と low-risk plaque で比較した。ACS 群ではAP 群に比べ、NCP (OR 1.96; 95% CI 1.47-2.60; p=0.00001)および SCP (OR 4.5; 95% CI
2.98-6.83; p=0.0001)の数が有意に多かった。Total plaque volume は ACS 群と AP 群で有意差を認めなかった(weighted mean difference [WMD] 22.9; 95% CI－22.1-67; p=0.32)が、NCP volume は ACS 群で有意に大きかった(WMD 28.8; 95% CI 10.9-46.7; p=0.002)。
Cuiprit lesion の RI は ACS 群が AP 群に比べ有意に大きく(WMD 0.48; 95% CI 0.25-0.70;
p=0.00001)、ACS 群内での RI は culprit lesion が non-culprit lesion に比べ有意に大きかった (0.19; 95% CI 0.07-0.30; p=0.0001)。将来の ACS のリスクは high-risk が low-risk
plaque に比べ有意に大きかった(OR 12.1; 95% CI 5.24-28.1; p=0.0001)。
Nerleker (2018)らは plaque morphology と high-risk plaque (HRP)の MACE 予測能のmeta-analysis を行った[10]。Plaque morphology は non-calcified, partially calcified,calcified plaque の 3 種類とし、HRP は positive remodeling, low-attenuation plaque,spotty clacification, napkin-ring sign の 4 種類とした。対象は 13 研究で、1.3-8.2 年の経過観察期間中に 13,977 例中、552 例 (3.9%)に MACE を認めた。Plaque morphology では
non-calcified plaque (HR 1.45; 95% CI 1.24-1.70; p<0.001)、 partially calcified plaque(HR 1.37; 95% CI 1.18-1.60; p<0.001)、calcified plaque (HR 1.23; 95% CI 2.03-4.29;
p<0.001)の順に、いずれも MACE を予測できた。HRP は napkin-ring sign (HR 5.06; 95%
CI 3.23-7.94; p<0.001)、low-attenuation plaque (HR 2.95; 95% CI 2.03-4.29; p<0.001)、
positive remodeling (HR 2.58; 95% CI 1.84-3.61; p<0.001)、spotty clacification (HR 2.25;
95% CI 1.26-4.04; p=0.006)の順に、いずれも MACE を予測できた。2 つ以上の HRP の所見があると MACE 予測能は最も優れていた(HR 9.17; 95% CI 4.10-20.50; p<0.001)。

Overview
High-risk plaque の予後予測能は非常に高く、それまでの risk score よりも明らかに良好であり、狭窄所見よりも予測能が高いとの研究が多い。

【文献】
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第 8 章 CCTA と functional test の検査・治療・予後への効果
Shreibati ら(2011)は冠動脈疾患の既往のない 282,830 例を対象に CCTA 群と SPECT 群のその後の経過を比較した[1]。CAG (22.9% vs. 12.1%, adjusted OR [aOR] 2.19; 95% CI
2.08-2.32; p<0.001)、PCI (7.8% vs. 3.4%, aOR 2.49; 95%CI 2.28-2.72; p<0.001)、CABG(3.7% vs. 1.3%, aOR 3.00; 95% CI 2.63-3.41; p<0.001)の頻度はいずれも CCTA 群で有意に多かった。180 日後の総死亡は両群で有意差を認めず(1.05% vs. 1.28%, aOR 1.11; 95% CI
0.88-1.38; p=0.32)、急性心筋梗塞による入院は CCTA 群でわずかに少なかった(0.19% vs.
0.43%, aOR 0.60; 95% CI 0.37-0.98; p=0.04)。
Patel ら(2012)は SPECT が異常または境界型の 241 例に CCTA を行った[2]。有意狭窄は 27%でしか認めなかった。その結果、$1,295 の経費節減となった。
ACIC (2012)では負荷試験後 3 カ月以内に CCTA を受けた CAD の既往のない 6,198 例を検討した[3]。CCTA では有意狭窄を 18.7%に認めた。有意狭窄の予測因子は男性 (OR 2.37;
95% CI 1.83-3.06)、喫煙 (OR 2.23; 95% CI 1.57-3.17)、高齢 (10 歳で OR 2.14; 95% CI
1.89-2.41)、高血圧 (OR 1.8; 95%

CI 1.37-2.34)、典型的な狭心症 (OR 1.48; 95%CI

1.03-2.12)であった。CAG を受けた 621 例では造影所見は CCTA 所見とは有意の相関を認めた (OR 9.09; 95% CI 5.57-14.8; p<0.001)が、負荷試験の所見とは有意の相関を認めなかった (OR 0.79; 95% CI 0.56-1.11; p=0.17)。
Tandon ら(2012)は性・年齢・Morise score を一致させた CCTA 群と SPECT 群の各々1,221 例を比較した[4]。CAG の頻度は 10.6% vs. 10.2%で、有意狭窄の頻度は 81.4% vs.
70.4%であった。疑陽性の頻度は 9.7% vs. 25.8% (p=0.009)で、CCTA 群で有意に少なかった。血行再建術の頻度は 6.2% vs. 5.9%で、両群で有意差を認めなかった。
CONFIRM registry (2012)では CAD の既往のない 15,207 例に CCTA を行い、2.3±1.2
年間の経過観察を行った[5]。
冠動脈疾患がない群および軽症群では CAG の頻度は各々2.5%と 8.3%、血行再建術の頻度は各々0.3%と 2.5%で、いずれも低率であった。有意狭窄例では CAG および血行再建術の頻度は 1 枝病変で 44.3%および 28.0%、2 枝病変で 53.3%および 43.6%、3 枝病変で 69.4%および 66.8%と高率であった。狭窄度が 50%未満の例では死亡の HR は CAG 施行例対非施行例で 2.2 (p=0.011)であったが、有意狭窄例では HR は 0.61
(p=0.047)であった。
Jørgensen ら (2017) は Danish nationwide registry の デ ー タ を 用 い て 、 CCTA 群(n=32,961)と functional testing 群(n=53,744)を比較した[6]。観察期間の中央値は 3.6 年であった。Statin の使用頻度(15.9% vs. 9.1%, p<0.001)、aspirin の使用頻度(12.7% vs. 8.5%,
p<0.001)、CAG 施行率(14.7% vs. 10.1%, p<0.001)、PCI 施行率(3.8% vs. 2.1%, p<0.001)
はいずれも CCTA 群で有意に高かった。総コストは CCTA 群で有意に高かった(＄995 vs.
＄718, p<0.001)。死亡率(2.1% vs. 4.0%, p<0.001)および心筋梗塞による入院(0.8% vs. 1.5%,
p<0.001)は CCTA 群で有意に少なかった。諸因子を補正後の総死亡は両群で有意差を認めなかった(HR 0.96; 95% CI 0.88-1.05)が、心筋梗塞の頻度は CCTA 群で有意に低かった(HR0.71; 95% CI 0.61-0.82)。
その後、2 つの大きな前向き無作為試験が発表された。
PROMISE (2015)では有症状の 10,003 例を解剖学的評価群(CCTA)4,996 例と機能的評価
群(運動負荷心電図・核医学検査・負荷エコー検査)5,007 例に分けて、予後を検討した[7]。
1 次エンドポイントは死亡・心筋梗塞・不安定狭心症による入院・検査の合併症で、2 次エンドポイントは有意狭窄のなかったカテーテル検査・被曝量であった。対象例の年齢は 60.8
±8.3 歳、52.7%は女性、87.7%は労作時の胸痛か呼吸困難を有していた。観察期間の中央値は 25 か月であった。1 次エンドポイントは解剖学的評価群は 3.3%、機能的評価群は 3.0%で、両群で有意差を認めなかった(adjusted HR [aHR] 1.04; 95%CI 0.83–1.29; p=0.75)。有意狭窄のなかったカテーテル検査は 3.4% vs. 4.3% (p=0.02)で、解剖学的評価群で有意に少なかったが、90 日以内のカテーテル検査は 12.2% vs. 8.1%で、解剖学的評価群で有意に多かった。被曝量の中央値は 10.1mSv vs. 11.3mSv で、解剖学的評価群で有意に少なかった
が、機能的評価群の 32.6%は被曝がなく、全体の被曝量は 12.0mSv vs. 10.1mSv (p<0.001)
で、解剖学的評価群で有意に多かった。したがって、CAD が疑われる有症状患者において、CCTA による解剖学的評価は機能的評価と比べ、予後を改善しなかった。
SCOT-HEART(2015)では stable chest pain を有する 4,146 例を standard care+CCTA
群と standard care 群に分けた[8]。一次エンドポイントは狭心症の確からしさであった。
登録時には 47％が CAD の診断で、36％が狭心症状を有していた。6 週間後に CAD の診断(27% vs. 1%, p<0.0001)および CAD による狭心症の診断(23% vs. 1%, p<0.0001)のreclassification は standard care+CCTA 群で standard care 群に比べ、有意に多かった。
CAD の確からしさ(RR 2.56; 95% CI 2.33-2.79; p<0.0001)および頻度(RR 1.09; 95% CI
1.02-1.17; p=0.0172)は有意に増加した。CAD による狭心症の診断については確からしさ(RR 1.79; 95% CI 1.62-1.96; p<0.0001)は増加したが、頻度(RR 0.93; 95% CI 0.85-1.02,
p=0.1289)は減少傾向であった。この変更により、検査(15% vs. 1%)および治療(23% vs. 5%)は変わったが、6 週間後の症状の程度や胸痛による入院の頻度は変わらなかった。1.7 年後には CCTA により心筋梗塞は 38%減少した(HR 0.62; 95% CI 0.38-1.01; p=0.0527)が、有意の変化ではなかった。したがって、CAD による狭心症の疑いのある患者に対して、CCTA
は診断を確定し、治療を明確にし、将来の心筋梗塞を減少させる可能性が示唆された。
以上の 2 つの研究は一次エンドポイントも結果も非常に曖昧であったが、その後のサブ解析で徐々に CCTA の役割が明瞭になってきた。
SCOT-HEART(2016)では CCTA 群で有意に normal coronary artery の頻度が少なく(HR0.39; 95% CI 0.23-0.68; p<0.001)、obstructive CAD の頻度が多かった(HR 1.29; 95% CI
1.08-1.55; p=0.005)[9]。予防的治療の頻度も CCTA 群で有意に多かった(HR 4.03; 95% CI;
3.12-5.20; p<0.001)。その結果、予防的治療開始後 50 日(中央値)の心筋梗塞の頻度は CCTA

群で半減していた(HR 0.50; 95% CI 0.28-0.88; p=0.020)。6 ヶ月間の費用は CCTA 群でやや高かった(difference ＄462; 95% CI ＄303-＄621)。
PROMISE(2017)では検査結果が正常の頻度(33.4% vs. 78.0%, p<0.001)と正常例での心事故の頻度(0.9% vs. 2.1%, p<0.001)は CCTA 群で有意に少なかった[10]。CCTA 群では心事故の 54.0%は non-obstructive CAD 例で発症していた。CCTA 群での obstructive CADの頻度(11.9%)と functional testing 群での心筋虚血の頻度(12.7%)は低かったが、予後予測能は同等であった(HR 3.74; 95% CI 2.60-5.39 vs. HR 3.47; 95% CI 2.42-4.99)。検査結果を
mildely, moderately, severely abnormal に分けると normal に比べ CCTA 群では有意に心事故が増加した(HR 2.94, 7.67, 10.13, all p<0.001)が、functional testing 群ではその傾向が少なかった(HR 0.94 [p=0.87], 2.65 [p=0.001], 3.88 [p<0.001])。心事故の予測能は CCTA
群が有意に優れていた(c-index 0.72; 95% CI 0.68-0.76 vs. 0.64; 95% CI 0.59-0.69; p=0.04)。
SCOT-HEART(2018)では 5 年後の予後を比較した。観察期間の中央値は 4.8 年であった[11]。心臓死・心筋梗塞の頻度は CCTA 群で有意に少なかった(HR 0.59; 95% CI 0.41-0.84;
p=0.004)。総死亡は両群で有意差を認めなかった。5 年間の CAG(HR 1.00; 95% CI
0.88-1.13)および血行再建術(HR 1.07; 95% CI 0.91-1.27)の頻度は両群で有意差を認めなかった。しかし、CCTA 群では予防的治療開始 (OR 1.40; 95% CI 1.19-1.65)および抗狭心症
治療(OR 1.27; 95% CI 1.05-1.54)の頻度が有意に多かった。
さらに、CAD による狭心症と診断されなかった例では CCTA 群で有意に心臓死・心筋梗
塞が少なかった(0.23; 95% CI 0.13-0.35 vs. 0.59; 95% CI 0.42-0.80/ 100 patient-years;
p<0.001)[12]。CCTA 群では血行再建術の頻度は 1 年以内は有意に多かった(HR 1.21; 95%
CI 1.01-1.46; p=0.042)が、1 年以降は有意に少なかった(HR 0.59; 95% CI 0.38-0.90;
p=0.015)。CCTA 群では予防的治療の頻度が全期間を通じて有意に高かった。
Sharma ら(2019)は PROMISE の症例を DM 群(n=1,908)と非 DM 群(n=7,058)に分けて、比較した[13]。DM 群は非 DM 群と比べ、年齢(median 61 years vs. 60 years)および男女比(female 54% vs. 52%)は同等であったが、CV morbidity が大きかった。DM 群では CCTA
群で心臓死・心筋梗塞が有意に少なかった(aHR 0.38; 95% CI 0.18-0.79; p=0.01)。一方、
非 DM 群では心臓死・心筋梗塞は両群で、有意差を認めなかった(aHR 1.03; 95% CI
0.69-1.54; p=0.887)。
Mark ら(2016)は PROMISE での 2 年後までの quality-of-life (QOL)の変化を検討した[14]。Duke Activity Status Index は両群とも最初の 6 ヶ月で有意に改善していたが、両群間に有意差は認めなかった(mean difference 0.1; 95% CI －0.9-1.1)。Seattle Angina
Questionnair frequency scale(－0.2; 95% CI －0.8-0.4)および QOL scale(－0.2; 95% CI－1.3-0.9)も両群間に有意差は認めなかった。

Overview
CCTA では finctional test で虚血所見がなくても、動脈硬化所見の有無・程度がわかるので、内科的治療や予防が早期に開始でき、その後の心事故を減らすことができる。

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Symptomatic Patients With Suspected Coronary Artery Disease: Results From the
PROMISE Randomized Trial. Circulation 2016; 133: 1995-2007.

第9章

他の検査との比較

Cho ら(2012)は CAD が疑われる 2,977 例に運動負荷心電図(ETT)と CCTA を施行した[1]。
ETT では 12%が陽性であった。CCTA では normal, mild, moderate, severe CAD を各々56%, 26%, 13%, 5%に認めた。観察期間の中央値は 3.3 年で、97(3.3%)例の MACE を認めた。Clinical risk factor (C-statistic 0.746)に比べ、ETT (C-statistic 0.790, <0.05)およびCCTA (C-statistic 0.908, p<0.05)は予後予測に付加的価値を認めたが、CCTA に対するETT の 付加的価値は認めなかった(C-statistic 0.907, p=0.389)。CCTA は ETT 結果が陽性でも陰性でも付加的価値を認めた。しかし、ETT 陽性結果は moderate stenosis 群(HR2.58; 95% CI 1.29-5.19; p=0.008)と severe stenosis 群(HR 2.28; 95% CI 1.19-4.38;
p=0.013)でのみ、付加的価値を認めた。
Partners registry(2015)では CAD の既往のない 582 例が ETT と CCTA を受けた[2]。
経過観察期間の中央値は 40 ヶ月であった。心事故(心臓死・心筋梗塞・血行再建術)を 36
例(6.2%)に認めた。運動負荷心電図の結果は positive 31%、negative 46%、inconclusive
23%であった。
CCTA では no CAD 37%、
non-obstructive CAD 28%、obstructive CAD 35%であった。Low-risk ETT 例では non-obstructive CAD を 32%、obstructive CAD を 27%認めたにもかかわらず、予後は良好であった。Intermediate- to high-risk TEE 例では
obstructive CAD(HR 4.9; 95% CI 1.0-23.3; p=0.048)および CAD extent (HR 3.9; 95% CI
1.0-15.2; p=0.049)は心臓死・心筋梗塞の予後予測因子であった。
Lee ら(2019)は CAD の pre-test probability が 10-90%の患者 903 例を無作為に CCTA群(n=460)と MPI 群(n=443)に分けた[3]。その後 CAG を受けた症例で、狭窄を認めなかった割合は CCTA 群 6.2%(4/65)、MPI 群 35.3%(30/85)で、CCTA 群で有意に少なかった。
その後の心事故には両群で有意差を認めなかった。全体のコストは CCTA 群で有意に低かった(＄4,514 vs. ＄5,208, p=0.043)。
Singh ら(2020)は SCOT-HEART のデータから、
ETT のみの群と CCTA 併用群の計 3,283
例を対象に、CCTA と ETT の診断能を比較した[4]。後に CAG を受けた群で、ETT で
obstructive CAD を診断する感度は 39%、特異度は 91%であった。ETT が異常であった
場合、5 年後の心臓死・心筋梗塞のリスクは正常の場合の 2.57 倍 (95% CI 1.38-4.63;
p<0.001)であった。それに対し、CCTA が異常であった場合の 5 年後の心臓死・心筋梗塞のリスクは正常の場合の 10.63 倍 (95% CI 2.32-48.70; p=0.002)と予後予測能はさらに優れていた。

Meta-analysis
Nielsen ら(2014)は CCTA、ETT、MPI の診断能および検査後の結果を検討した。診断能は 11 研究(n=1,575)、検査後の結果は 7 研究(n=216,603)を対象とした[5]。有意狭窄を検出する感度は CCTA が ETT (98%, 95% CI 93-99% vs. 67%; 95% CI 54-78%; p<0.001)

および MPI(99%; 95% CI 96-100% vs. 73%; 95% CI 59-83%, p=0.001)より優れていた。
特異度は CCTA が ETT (82%, 95% CI 63-93% vs. 46%; 95% CI 30-64; p<0.001)より優れ、MPI(71%; 95% CI 60-80% vs. 48%; 95% CI 31-64%, p=0.14)とは有意差を認めなかった。
検査後の downstream utilization (OR 1.38; 95% CI 1.33-1.43; p<0.001)および血行再建術(OR 2.63; 95% CI 2.50-2.77; p<0.001)は CCAT が ETT/MPI より有意に多かった。心筋梗
塞は CCTA で有意に少なく(OR 0.53; 95% CI 0.39-0.72; p<0.001)、総死亡は両群で有意差を認めなかった(OR 1.01; 95% CI 0.87-1.18; p=0.87)。

【文献】
1. Cho I, Shim J, Chang HJ, Sung JM, Hong Y, Shim H, Kim YJ, Choi BW, Min JK,
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第 10 章

急性胸痛患者に対する診断能Hoffmann ら(2006)は急性胸痛の 103 例に CCTA を施行した[1]。
ACS は 14 例に認めた。
ACS 診断の陰性適中率は 100%であった。
Goldstein ら(2007)は急性胸痛の低リスク例 197 例を対象に CCTA 群と標準診療群を比較した[2]。CCTA 群では 75%の例は CCTA で診断が確定した。25%の例では負荷試験が必要であった。CCTA 群では標準診療群と比べると、診断までの時間が短縮し (3.4 vs. 15.0
時間, p<0.001)、費用も少なかった ($1,586 vs. $1,872, p<0.001)。胸痛の再発による再検
査は 2.0% vs. 7% (p=0.10)で、CCTA 群で少ない傾向であった。
Rubinshtein ら(2007)は急性胸痛の 58 例に CCTA を施行した[3]。23 例に有意狭窄を認め、ACS 診断の感度は 100%、特異度は 92%、陽性適中率は 87%、陰性適中率は 100%であった。CCTA 陰性の 35 例では 15 カ月の経過観察中、死亡・心筋梗塞を認めなかった。
主要心事故予測の感度は 92%、特異度は 76%、陽性適中率は 52%、陰性適中率は 97%であった。
ROMICAT (2009)では急性胸痛の 368 例を対象に CCTA を施行した[4]。ACS 診断の感度、陰性適中率は冠動脈疾患のない場合、各々100% (95% CI 98-100)、100% (95% CI
89-100)であり、有意狭窄がある場合、各々77% (95% CI 59-90)、98% (95% CI 95-99)であった。ACS 診断の特異度はプラークがある場合 54% (95% CI 49-60)、狭窄がある場合
87% (95% CI 83-90)であった。
CT-STAT では(2011)急性胸痛の低リスク例 699 例を対象に CCTA 群と MPI 群を比較した[5]。
CCTA 群で診断までの時間は中央値が 2.9 vs. 6.3 時間で、54%減少した (p<0.0001)。
費用は中央値が$2,137 vs. $3,458 で、354%減少した (p<0.00001)。主要心事故は 0.8% vs.
0.4%で、有意差を認めなかった (p=0.29)。
Litt ら(2012)は ACS の低～中等度リスク例 1,370 例を対象に CCTA 群と通常診療群を比較した[6]。CCTA が陰性であった 640 例では 30 日以内の死亡・心筋梗塞は認めなかった。CCTA 群で ED からの直接退院が有意に多く (49.6% vs. 22.7%)、入院期間が有意に短く (18.0 vs. 24.8 時間, p<0.001)、冠動脈疾患の検出率が高かった (9.0% vs. 3.5%)。
ROMICAT-Ⅱ(2012)では心電図および troponin 陰性の ACS 疑いの 1,000 例を対象にCCTA 群と標準的評価群を比較した[7]。ACS は 8%で認めた。CCTA 群では入院期間が 7.6
時間有意に短く (p<0.001)、ED からの直接退院例も 47% vs. 12% (p<0.001)で有意に多かった。28 日後の主要心血管事故は両群で有意差を認めなかった。費用は$4,289 vs. $4,060(p=0.65)で、両群で有意差を認めなかった。
Poon ら(2013)は急性胸痛患者 894 例を CCTA 群と通常診療群に分けた[8]。ED 入院率
は CCTA 群で有意に少なかった(14% vs. 40%, p<0.001)。ED 滞在時間は通常診療群で 1.6
時間長かった(OR 1.55, p<0.001)。30 日以内の心臓死・心筋梗塞は両群で有意差を認めなかった。30 日以内に胸痛の再発で ED を受診する頻度は通常診療群で有意に多かった(OR5.06, p=0.022)。CAG を受けたが、血行再建術を受けなかった頻度は通常診療群で有意に多かった(OR 7.17, p<0.001)。
CATCH trial(2015)では心電図および troponin が陰性の急性胸痛患者 600 例を CCTA
群と通常診療群に分けた[9, 10]。
CAG 施行率は両群で有意差を認めなかった(17% vs. 12%,p=0.1)が、有意狭窄(12% vs 4%, p=0.001)および血行再建術(10% vs. 4%, p=0.005)は CCTA群で有意に多かった。
有意狭窄検出の陽性適中率は CCTA 群で有意に良好であった(71% vs.
36%, p=0.001)。観察期間の中央値は 18.7 ヶ月であった。心事故は CCTA 群で有意に少なかった(HR 0.36; 95% CI 0.16-0.95; p=0.04)。心臓死・心筋梗塞は両群で有意差を認めなかった。
Dedic ら(2016)は ACS 疑いの 500 例を対象に CCTA 群と通常診療群を比較した[11]。
30
日以内の血行再建術は CCTA 群と通常診療群で有意差を認めなかった(9% vs. 7%, p=0.40)。
ED からの退院(65% vs. 59%, p=0.16)および入院期間(6.3h vs. 6.3h, p=0.80)は両群で有意差を認めなかった。費用(＄337 vs. ＄511, p<0.01)および退院後の検査の頻度(4% vs. 10%,p<0.01)は CCTA 群で有意に少なかった。
Smulders ら(2019)は troponin T 陽性の急性胸痛患者 207 例を CMR- or CCTA-firststrategy 群と control strategy(通常診療)群に分けた[12]。CAG の頻度は CMR 群(87%,p=0.001)と CCTA 群(66%, p<0.001)で、control 群(100%)に比べ有意に少なかった。MACEは 3 群で有意差を認めなかった(CMR vs. control HR 0.78; 95% CI 0.37-1.61, CCTA vs.
control HR 0.66; 95% CI 0.31-1.42, CMR vs. CCTA HR 1.19; 95% CI 0.53-2.66)。CAG 後の obstructive CAD の頻度は control 群 61%、CMR 群 69% (p=0.308 vs. control)で有意差を認めず、CCTA 群は 85% (p=0.006 vs. control)で有意に多かった。Non-CMR 群およびnon-CCTA 群では follow-up CMR および CCTA が各々67%および 13%に施行され、新たな診断が各々33%および 3%でついた。

Meta-nalysis
Samad ら(2012)は 9 つの研究 (1,349 例)を対象に meta-analysis を行った[13]。対象は
ACS の低～中等度リスク例で、年齢は 52±2 歳、51%が男性であった。最終的には 10%が ACS と診断された。CCTA による ACS 診断の感度は 95% (95%CI 88-100%)、特異度
は 87% (95%CI 83-92%)、negative likelihood ratio は 0.06 (95%CI 0-0.14)、positive
likelihood ratio は 7.4 (95%CI 4.8-10)であった。
Hulten ら(2013)は 4 つの研究(CCTA が 1,869 例、標準診療が 1,397 例)を対象に
meta-analysis を行った[14]。4 つの研究で CCTA 群での入院期間が短縮し、3 つの研究では費用も少なかった。冠動脈造影の頻度は 8.4%対 6.3% (OR 1.36; 95% CI 1.03-1.80;
p=0.030)で、CCTA 群で有意に多かった。血行再建術の頻度も 4.6%対 2.6% (OR 1.81; 95%
CI 1.20-2.72; p=0.004) で、CCTA 群で有意に多かった。

Overview
急性胸痛患者に対する CCTA の ACS 診断能は非常に高く、標準的診療と比べて入院期間が短く、費用も少ない報告が多い。

【文献】
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第 11 章Statin の効果

Inoue ら(2010)は CCTA を 2 回施行した(中央値 12 ヶ月)32 例を statin 内服群(n=24)とstatin 非内服群(n=8)に分けた[1]。Statin 内服群では total plaque volume(92.3±37.7 vs.
76.4±26.5mm3, p<0.01)と LAP volume(4.9±7.8 vs. 1.3±2.3mm3, p=0.01)は有意に減少
し、
lumen volume(63.9±25.3 vs. 65.2±26.2mm3, p=0.59)は有意の変化を認めなかった。
Statin 非内服群では total plaque volume(94.4±21.2 vs. 98.4±28.6mm3, p=0.48)、LAP
volume(2.1 ± 3.0 vs. 2.3 ± 3.6mm3, p=0.91) 、 lumen volume(80.5 ± 20.7 vs. 75.0 ±16.3mm3, p=0.26)はいずれも有意の変化を認めなかった。Plaque volume の減少は LAP
volume の減少によるものであり(R=0.83, p<0.01)、lumen volume の変化とは関連がなかった(R=0.21, p=0.24)。
Zhennan ら(2016)は CCTA を 2 回施行した(中央値 18 ヶ月)206 例を、intensive statin
therapy 群(n=55)、moderate statin therapy 群(n=85)、no statin 群(n=66)に分けた[2]。
Intensive statin therapy 群では no statin 群に比べ、total plaque volume(－16.4±35.0 vs.
12.3±32.4mm3, p<0.001)、LAP volume(－7.1±13.1 vs. 0.9±12.7mm3, p<0.001)、
percent plaque volume(－6.2±11.8% vs. 3.5±12.1%, p<0.001)はいずれも regression を認めた。Moderate statin therapy 群では no statin 群に比べ、total plaque volume(－0.1±25.6 vs. 12.3±32.4mm3, p=0.014)、LAP volume(－2.8±7.6 vs. 0.9±12.7mm3,
p=0.041)、percent plaque volume(－1.8±11.2% vs. 3.5±12.1%, p=0.006)はいずれも進行が遅くなっていた。
Shin ら(2017)は 2 年以上の間隔で CCTA を施行した 147 例を達成 LDL-C 値で、
LDL-C<70mg/dl 群と LDL-C≥70mg/dl 群に分けて検討した[3]。Plaque volume の進行はLDL-C<70mg/dl 群で有意に少なかった(12.7±38.2mm3 vs. 44.2±73.6mm3, p=0.014)。多変量解析では plaque progression に影響する因子は達成 LDL-C≥70mg/dl であった(beta0.193; p=0.021)。
PARADIGM study(2018)では CAD の既往のない 1,255 例を stain 内服群(n=781)とstatin 非内服群(n=474)に分けて検討した[4]。
CCTA は 2 年以上の間隔で施行した。
Percent
atheroma volume (PAV)全体の進行は stain 内服群で有意に遅かった(1.76±2.40%/year
vs. 2.04 ± 2.37%/year, p=0.002) が 、 calcified PAV の 進 行 は 有 意 に 速 か っ た (1.27 ±
1.54%/year vs. 0.98±1.27%/year, p<0.001)。Non-calcified PAV の進行は stain 内服群で有意に遅く(0.492.39%/tear vs. 1.062.42%/year, p<0.001)、high-risk plaque の出現は有意に少なかった(0.9%/tear vs. 1.6%/year, p<0.001)。%DS>50%に進行する頻度は両群で有意差を認めなかった(1.0% vs. 1.4%, p>0.05)。Statin 使用により、total PAV の進行は 21%、high-risk plaque の出現は 35%減少した。

Meta-analysis

Andelius ら(2018)は statin の plaque への効果を検討した[5]。対象は 12 研究で、
intensive statin therapy 群が 199 例、moderate statin therapy 群が 404 例、control 群が 189 例であった。観察期間は 14.5±9.5 ヶ月であった。Total plaque volume (TPV)はintensive statin therapy 群では有意に減少していた(－20.87mm3; 95% CI －31.17-－
10.56; p<0.001)が、moderate statin therapy 群では有意の変化はなく(－1.67mm3; 95%
CI 9.99-6.55; p=0.69)、control 群では有意に増加していた(14.96mm3; 95% CI 5.28-24.64;
p=0.002)。Mean volume regression は intensive statin therapy 群では－3.6%。moderatestatin therapy 群では－0.7%であり、
control 群では+5.8%の progression を認めた。Statin
therapy により non-calcified plaque volume は 7.62mm3 (95% CI -17.38-2.13; p=0.124)
減少し、low attenuation plaque volume も 5.84mm3 (95% CI -8.02—3.66; p<0.001)有意に減少した。しかし、calcified plaque volume は 11.83mm3 (95% CI 3.37-20.29; p=0.006)
有意に増加し、calcium signal intensity も 21.99 (95% CI 9.2-34.8; p<0.001)有意に増加していた。

Overview
Intensive statin therapy により、total plaque volume、non-calcified plaque volume、
low attenuation plaque volume は減少し(regression)、high-risk plaque の頻度は減少するとの報告が多い。一方で、calcified plaque volume はほぼすべての研究で増加すると報告されている。

【文献】
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Hong GR, Chung N. Impact of Intensive LDL Cholesterol Lowering on Coronary
Artery Atherosclerosis Progression: A Serial CT Angiography Study. JACC
Cardiovasc Imaging 2017; 10: 437-446.
4. Lee SE, Chang HJ, Sung JM, Park HB, Heo R, Rizvi A, Lin FY, Kumar A,
Hadamitzky M, Kim YJ, Conte E, Andreini D, Pontone G, Budoff NJ, Gottlieb I,

Lee BK, Chun EJ, Cademartiri F, Maffei E, Marques H, Leipsic JA, Shin S, Choi
JH, Chinnaiyan K, Raff G, Virmani R, Samady H, Stone PH, Berman DS, NarulaJ, Shaw LJ, Bax JJ, Min JK. Effects of Statins on Coronary Atherosclerotic
Plaques: The PARADIGM Study. JACC Cardiovasc Imaging 2018; 11: 1475-1484.
5. Andelius L, Mortensen MB, Nørgaard BL, Abdulla J. Impact of Statin Therapy on
Coronary Plaque Burden and Composition Assessed by Coronary Computed
Tomographic Angiography: A Systematic Review and Meta-Analysis. Eur Heart J
Cardiovasc Imaging 2018; 19: 850-858.

第 12 章CABG 後の評価

CABG 後の graft の評価については多くの報告がある。
Ropers ら(2006)は CABG 後の 50 例(138 graft)に MDCT を行い、造影所見と比較した[1]。すべての graft が評価可能で、patent (n=100)か、occluded (n=38)かの評価は全例で一致していた。開存していた graft の狭窄度の評価は感度 100%、特異度 94%であった。
Segment 別では native coronary artery および distal runoff vessel の評価は感度 86%、
特異度 76%であった。患者別では少なくとも 1 個の狭窄あり、または少なくとも 1 個の評
価できない segment ありを陽性とすると、感度は 97%、特異度は 86%であった。
Meyer ら(2007)は CABG 後の 138 例(418 graft)に MDCT および造影検査を行った[2]。
Graft の開存および狭窄検出の感度は 97%、特異度は 97%、陽性適中率は 93%、陰性適中率は 99%であった。動脈 graft と静脈 graft では検出能に有意差を認めなかった。
Weustink ら(2009)は CABG 後の 52 例に MDCT と造影検査を施行した[3]。152 の graft
segment と 142 の distal runoffs vessel を評価した。Native coronary segment は
non-grafted segement (n = 118)と grafted segment (n = 289)に分けた。50%以上の有意狭窄の診断能は distal runoff では、感度 95% (95% CI 73%-100%)、特異度 100% (95% CI
96%-100%)、陽性適中率 100% (95% CI 79%-100%)、陰性適中率 99% (95% CI 95%-100%)であった。Grafted native coronary artery での診断能は感度 100% (95% CI 97%-100%)、
特異度 96% (95% CI 90%-98%)、陽性適中率 97% (95% CI 93%-99%)、陰性適中率 100%(95% CI 95%-100%)であった。
Non-grafted native coronary artery での診断能は感度 97%(95% CI 83%-100%)、特異度 92% (95% CI 83%-96%)、陽性適中率 83% (95% CI 67%-92%)、
陰性適中率 99% (95% CI 92%-100%)であった。
また、CABG 後の予後予測に MDCT 所見が有用であることが報告されている。
Small ら(2011)は CABG 例 657 例に MDCT を施行し、平均 20 カ月の経過観察を行った[4]。その間、44 例の死亡を認めた。MDCT 所見は unprotected coronary territory (UCT)
および native vessel disease と graft patency の総和である coronary artery protection
score (CAOS)で評価した。死亡の予測因子は単変量解析では LVEF、creatinine、native
vessel disease の程度、UCT、
CAPS、EuroSCORE であった。
多変量解析では EuroSCOREに加え、UCT および CAPS が有意な予測因子であった。
Mushtaq ら(2014)は CABG 例 698 例に MDCT を施行し、73.5±14 ヶ月の経過観察を行った[5]。心事故(心臓死・心筋梗塞・不安定狭心症・血行再建術)は 347 例に認めた。CABGの評価法として number of unprotected coronary territories (UCTs)と coronary artery
protection score (CAPS)を用いた。多変量解析では UCTs 高値が心臓死・心筋梗塞の予後予測因子であった(HR 7.78 for UCT 2, p<0.0001, HR 10.18 for UCT3, p<0.0007)。心臓死・心筋梗塞回避生存率は UCT 0 で 86%、UCT 1 で 84%、UCT 2 で 53%、 UCT 3 で29%であった。心事故回避生存率は UCT 0 で 73%、UCT 1 で 49%、UCT 2 で 3%、 UCT

3 で 0%であった。
Overview
MDCT による CABG 後の graft 評価は造影検査と同等であり、予後予測にも有用である。

【文献】
1. Ropers D, Pohle FK, Kuettner A, Pflederer T, Anders K, Daniel WG, Bautz W,
Baum U, Achenbach S. Diagnostic accuracy of noninvasive coronary angiography
in patients after bypass surgery using 64-slice spiral computed tomography with
330-ms gantry rotation. Circulation 2006; 114: 2334-2341.
2. Meyer TS, Martinoff S, Hadamitzky M, Will A, Kastrati A, Schömig A, Hausleiter
J. Improved noninvasive assessment of coronary artery bypass grafts with 64-slice
computed tomographic angiography in an unselected patient population. J Am
Coll Cardiol 2007; 49: 946-950.
3. Weustink AC, Nieman K, Pugliese F, Mollet NR, Meijboom WB, van Mieghem C,
ten Kate GJ, Cademartiri F, Krestin GP, de Feyter PJ. Diagnostic Accuracy ofComputed Tomography Angiography in Patients After Bypass Grafting:Comparison With Invasive Coronary Angiography. Comparative Study JACC
Cardiovasc Imaging 2009; 2: 816-824.
4. Small GR, Yam Y, Chen L, Ahmed O, Al-Mallah M, Berman DS, Cheng VY,
Chinnaiyan K, Raff G, Villines TC, Achenbach S, Budoff MJ, Cademartiri F,
Callister TQ, Chang HJ, Delago A, Dunning A, Hadamitzky M, Hausleiter J,
Kaufmann P, Lin F, Maffei E, Min JK, Shaw LJ, Chow BJ. Prognostic assessmentof coronary artery bypass patients with 64-slice computed tomography
angiography: anatomical information is incremental to clinical risk prediction. J
Am Coll Cardiol 2011; 58: 2389-2395.
5. Mushtaq S, Andreini D, Pontone G, Bertella E, Bartorelli AL, Conte E, Baggiano
A, Annoni A, Formenti A, Trabattoni D, Veglia F, Alamanni F, Fiorentini C, Pepi M.
Prognostic Value of Coronary CTA in Coronary Bypass Patients: A Long-Term
Follow-Up Study. JACC Cardiovasc Imaging 2014; 7: 580-589.

第 13 章

ステント再狭窄の評価

ステント再狭窄の診断能力については非常に多くの報告がある。冠動脈有意狭窄の診断能についての研究と同様、感度(sensitivity, SEN)、特異度(specificity, SPE)、陽性適中率(positive predictive value, PPV)、陰性適中率(negative predictive value, NPV)の個々の研究間での差は患者背景の違いや再狭窄例の頻度(prevalence)によるものと考えられる。
year

authornassessable

SEN

SPE

PPV

NPV

16-detector
2005

Cademartiri[1]

74

91.9%

83.3%

98.5%

83.3%

97.3%

2005

Gilard[2]

190

64%

>3.0mm 86%

100%

100%

99%

<3.0mm 54%

100%

100%

94%

2006

Watanabe[3]

31

83%

83%

90%

63%

86%

111

NA

72%

93%

65%

95%

40-detector
2005

Gaspar[4]64-detector
2006

Mieghem[5]

74

95%

100%

91%

67%

100%

2007

Ehara[6]

81

88%

91%

93%

77%

98%

2007

Cademartiri[7]

182

92.7%

95.0%

93.0%

63.3%

99.3%

2007

Carrabba[8]

87

NA

84%

97%

92%

97%

2008

Hecht[9]

67

NA

94%

74%

39%

99%

2008

Manghat[10]

40

NA

85%

86%

61%

96%

2009

Andreini[11]

120

95%

87%

98%

92%

96%

Dual source
2008

Pugliese[12]

100

NA

94%

92%

77%

98%

2009

Pfledere [13]

112

90%

84%

95%

73%

97%

2013

Eisentopf[14]

87

NA

100%

75%

44%

100%

Meta-analysis
Kumbhani ら(2009)は 14 研究(895 例、1,447 ステント)を対象に meta-analysis を行った[15]。ステントの 91%で評価が可能であった。感度は 91%、特異度は 91%、陽性適中率
は 68%、陰性適中率は 98%であった。ROC curve による AUC は 0.96 であった。評価不能なステントも含んだ場合の感度は 87%、特異度は 84%、陽性適中率は 53%、陰性適中率は 97%であった。
Carrabba ら(2010)は 9 研究(598 例、978 ステント)を対象に meta-analysis を行った[16]。
ステントの 91%で評価が可能であった。感度は 86%、特異度は 93%、positive likelihood

ratio は 12.32%、negative likelihood ratio は 0.18 であった。ROC curve による AUC は0.94 であった。

【文献】
1. Cademartiri F, Mollet N, Lemos PA, Pugliese F, Baks T, McFadden EP, Krestin GP,
de Feyter PJ. Usefulness of multislice computed tomographic coronary
angiography to assess in-stent restenosis. Am J Cardiol 2005; 96: 799-802.
2. Gilard M, Cornily JC, Pennec PY, Le Gal G, Nonent M, Mansourati J, Blanc JJ,
Boschat J. Assessment of coronary artery stents by 16 slice computed tomography.
Heart 2006; 92: 58-61.
3. Watanabe M, Uemura S, Iwama H, Okayama S, Takeda Y, Kawata H, Horii M,
Nakajima T, Hirohashi S, Kichikawa K, Ookura A, Saito Y. Usefulness of 16-slice
multislice spiral computed tomography for follow-up study of coronary stentimplantation. Circ J 2006; 70: 691-697.
4. Gaspar T, Halon DA, Lewis BS, Adawi S, Schliamser JE, Rubinshtein R,
Flugelman MY, Peled N. Diagnosis of coronary in-stent restenosis withmultidetector row spiral computed tomography. J Am Coll Cardiol 2005; 46:
1573-1579.
5. Van Mieghem CA, Cademartiri F, Mollet NR, Malagutti P, Valgimigli M, Meijboom
WB, Pugliese F, McFadden EP, Ligthart J, Runza G, Bruining N, Smits PC, RegarE, van der Giessen WJ, Sianos G, van Domburg R, de Jaegere P, Krestin GP,
Serruys PW, de Feyter PJ. Multislice spiral computed tomography for theevaluation of stent patency after left main coronary artery stenting: a comparison
withconventional

coronary

angiography

andintravascularultrasound.

Circulation 2006; 114: 645-653.
6. Ehara M, Kawai M, Surmely JF, Matsubara T, Terashima M, Tsuchikane E,
Kinoshita Y, Ito T, Takeda Y, Nasu K, Tanaka N, Murata A, Fujita H, Sato K,
Kodama A, Katoh O, Suzuki T. Diagnostic accuracy of coronary in-stent restenosis
using 64-slice computed tomography: comparison with invasive coronary
angiography. J Am Coll Cardiol 2007; 49: 951-959.
7. Cademartiri F, Schuijf JD, Pugliese F, Mollet NR, Jukema JW, Maffei E, Kroft LJ,
Palumbo A, Ardissino D, Serruys PW, Krestin GP, Van der Wall EE, de Feyter PJ,
Bax JJ. Usefulness of 64-slice multislice computed tomography coronary
angiography to assess in-stent restenosis. J Am Coll Cardiol 2007; 49: 2204-2210.
8. Carrabba N, Bamoshmoosh M, Carusi LM, Parodi G, Valenti R, Migliorini A,

Fanfani F, Antoniucci D. Usefulness of 64-slice multidetector computed
tomography for detecting drug eluting in-stent restenosis. Am J Cardiol 2007; 100:
1754-1758.
9. Hecht HS, Zaric M, Jelnin V, Lubarsky L, Prakash M, Roubin G. Usefulness of
64-detector computed tomographic angiography for diagnosing in-stent restenosis
in native coronary arteries. Am J Cardiol 2008; 101: 820-824.
10. Manghat N, Van Lingen R, Hewson P, Syed F, Kakani N, Cox I, Roobottom C,
Morgan-Hughes G. Usefulness of 64-detector row computed tomography forevaluation of intracoronary stents in symptomatic patients with suspected
in-stent restenosis. Am J Cardiol 2008; 101: 1567-1573.
11. Andreini D, Pontone G, Bartorelli AL, Trabattoni D, Mushtaq S, Bertella E,
Annoni A, Formenti A, Cortinovis S, Montorsi P, Veglia F, Ballerini G, Pepi M.
Comparison of feasibility and diagnostic accuracy of 64-slice multidetector
computed

tomographic

coronary

angiography

versusinvasive

coronary

angiography versus intravascular ultrasound for evaluation of in-stent restenosis.
Am J Cardiol 2009; 103: 1349-1358.
12. Pugliese F, Weustink AC, Van Mieghem C, Alberghina F, Otsuka M, Meijboom WB,
van Pelt N, Mollet NR, Cademartiri F, Krestin GP, Hunink MG, de Feyter PJ.
Dual source coronary computed tomography angiography for detecting in-stentrestenosis. Heart 2008; 94: 848-854.
13. Pflederer T, Marwan M, Renz A, Bachmann S, Ropers D, Kuettner A, Anders K,
Bamberg F, Daniel WG, Achenbach S. Noninvasive assessment of coronary
in-stent restenosis by dual-source computed tomography. Am J Cardiol 2009; 103:812-817.
14. Eisentopf J, Achenbach S, Ulzheimer S, Layritz C, Wuest W, May M, Lell M,
Ropers D, Klinghammer L, Daniel WG, Pflederer T. Low-dose Dual-Source CT
Angiography With Iterative Reconstruction for Coronary Artery Stent Evaluation.
JACC Cardiovasc Imaging 2013; 6: 458-465.
15. Kumbhani DJ, Ingelmo CP, Schoenhagen P, Curtin RJ, Flamm SD, Desai MY.
Meta-analysis of diagnostic efficacy of 64-slice computed tomography in theevaluation of coronary in-stent restenosis. Am J Cardiol 2009; 103: 1675-1681.
16. Carrabba N, Schuijf JD, de Graaf FR, Parodi G, Maffei E, Valenti R, Palumbo A,
Weustink AC, Mollet NR, Accetta G, Cademartiri F, Antoniucci D, Bax JJ.
Diagnostic accuracy of 64-slice computed tomography coronary angiography forthe detection of in-stent restenosis: a meta-analysis. J Nucl Cardiol 2010; 17:
470-478.

第 14 章Anomalous coronary artery

Anomalous coronary artery は先天性の冠動脈奇形で、その頻度は 1%程度とされている。
そのほとんどは無症候で、今までは診断が困難であった。
High-risk anatomic feature としては、interarterial course、slit-like ostium、intramuralcourse、acute take-off angle with tagenital vessel course、proximal narrowing of theanomalous vessel などがある。これらの high-risk 群では心筋虚血、心室性不整脈、心不全、心臓突然死などを発症しやすいことが知られている。CCTA はこれらの冠動脈奇形を検出する非常に優れた modality である。
Opolski ら(2013)は CCTA を受けた連続 8,522 例を対象に、anomalous coronary artery
originating from the opposite sinus of Valsalva (ACAOS)の頻度を検討した[1]。その結果、
ACAOS は 72 例(0.84%)に認めた。内訳は right-sided origins of the left main coronary
artery (n = 11)、left anterior descending coronary artery (n = 9)、left circumflex coronary
artery (n = 33)、left-sided origin of the right coronary artery (n = 20)であった。
Interarterial course の 24 例の内、12 例(0.14%)は 有意の vessel compression を認め、6
例(0.07%)は high-risk と診断された、
Cheezum ら(2017)は CCTA を受けた 5,991 例中、103 例(1.7%)に ACAOS を認めた[2]。
45%は CT で新たに発見された症例であった。ACAOS の内訳は 39%が interarterial(anomalous right coronary artery n=40、anomalous left coronary artery n=3)、38%がretroaortic、15%が subpulmonic、5%が prepulmonic、2%がその他であった。5.8 年の経過観察中、 心臓死を 3 例、外科的血行再建術を 20 例に認めた。血行再建術の予測因子は、心血管系の症状、proximal vessel narrowing ≥50%、length of narrowing >5.4 mm、interarterial course であった。

【文献】
1. Opolski MP, Pregowski J, Kruk M, Witkowski A, Kwiecinska S, Lubienska E,
Demkow M, Hryniewiecki T, Michalek P, Ruzyllo W, Kepka C. Prevalence andCharacteristics of Coronary Anomalies Originating From the Opposite Sinus of
Valsalva in 8,522 Patients Referred for Coronary Computed Tomography
Angiography. Am J Cardiol 2013; 111: 1361-1367.
2. Cheezum MK, Ghoshhajra B, Bittencourt MS, Hulten EA, Bhatt A, Mousavi N,
Shah NR, Valente AM, Rybicki FJ, Steigner M, Hainer J, MacGillivray T, Hoffmann
U, Abbara S, Di Carli MF, Yeh DD, Landzberg M, Liberthson R, Blankstein R.
Anomalous Origin of the Coronary Artery Arising From the Opposite Sinus:

Prevalence and Outcomes in Patients Undergoing Coronary CTA. Eur Heart J
Cardiovasc Imaging 2017; 18: 224-235.

第3部

冠動脈以外の MDCT

第1章

Epicardial fat

Epicardial fat(EF)は心臓周囲に蓄積した脂肪で、内臓脂肪と同じ起源を有する。
Epicardial fat は遊離脂肪酸や炎症性のサイトカインの豊富な源泉であることが知られている。冠動脈硬化は通常、酸化 LDL が内皮細胞より侵入し始まる(inside to outside)が、
epicardial fat の存在は冠動脈の外側から動脈硬化が始まる(outside to inside)可能性を示唆するものである。Epicardial fat に関する研究は非常に多く、ひとつの学問分野をなしている。

Risk factor
Rosito ら(2008)は Framingham Heart Study (n=1,155)のデータを用いて、
epicardial fatと metabolic risk factor、vascular calcification との関係を検討した[1]。Intrathoracic fat(ITF)お よ び epicardial fat (EF) は body mass index (r=0.41-0.51, P<0.001) 、 waist
circumference (r=0.43-0.53, P<0.001) 、 abdominal visceral fat (AVT) (r=0.62-0.76,
P<0.001) と 有 意 の 相 関 を 認 め た 。 ま た 、 ITF お よ び EF は 中 性 脂 肪 (p<0.0001) 、
LDL-C(p<0.0001) 、 高 血 圧 症 (p<0.0001-0.01) 、 耐 糖 能 異 常 (p<0.0001-0.001) 、 糖 尿 病(p=0.0005-0.009)、metabolic syndrome (p<0.0001)と多変量解析後も有意の相関を認めた。
EF は多変量解析後も CCS と有意の相関を認めた(OR 1.21; 95% CI; 1.005- 1.46; p=0.04)。
ITF は多変量解析後も腹部大動脈の石灰化と有意の相関を認めた(OR 1.32; 95% CI
1.03-1.67; p=0.03)。
Hartiala ら(2015)は Cardiovascular Risk in Young Finns Study のデータを用いて、risk
factor との関連を検討した[2]。EF volume (EFV)は男性、waist circumference、body-massindex (BMI)、carotidintima-media thickness (cIMT)、metabolic syndrome、apolipoprotein
B、TC, LDL-C, HDL-C, TG, CRP, 血圧、インシュリン、空腹時血糖、喫煙、アルコール、
carotid distensibility、physical activity と相関していた。BMI で補正後は apolipoprotein
B、喫煙、アルコール、metabolic syndrome のみが EFV と相関していた。
Lee ら(2016)は Framingham Heart Study Third Generation cohort のデータを用いて、subcutaneous adipose tissue (SAT)と visceral adipose tissue (VAT)の変化と risk factor との 関 連 を検 討 した [3]。平 均 観 察期 間は 6.1 年で あ っ た。 Fat volume の 増 加と fat
attenuation(HU)の低下は risk factor の悪化と関連していた。Fat volume の 500ml の増加は高血圧症(OR 1.21 for SAT, OR 1.30 for VAT)、中性脂肪高値(OR 1.15 for SAT, OR 1.56
for VAT)、metabolic syndrome(OR 1.43 for SAT, OR 1.82 for VAT; all p < 0.05)と相関していた。これらの相関は body mass index、waist circumference、abdominal adipose tissue
volumes の変化を補正後も認めた。

カルシウム・スコア
Bettencourt ら(2012)は CAD の既往のない 215 例に MDCT を施行し、abdominal visceralfat (AVF) volume、EFV, CCS を測定した[4]。その結果、EFV が 10ml 増加すると、CCS
は 14％増加した。年齢、性、AVF で補正すると 7.5%の増加となり、すべての因子を補正しても EFV が 10ml 増加すると、CCS は 3.7%増加した。男性では EFV が 10ml 増加すると、CCS は 8％増加し、肥満のない例では EFV が 10ml 増加すると、CCS は 5％増加した。
したがって、EFV は冠動脈硬化の程度と相関していた。
Mcclain ら(2013)は Multi-Ethnic Study of Atherosclerosis(MESA)のデータを用いて、EFV と CCS の関係を検討した[5]。
EFV は CCS の有無(prevalence ratio [PR] per standard
deviation [SD] 1.06; 95% CI 1.04-1.08)および程度([difference in log CCS per SD 0.15;
95% CI 0.09-0.21)と有意の相関を認めた。
Bos ら(2015)は Rotterdam Study(n=2,298)のデータを用いて、EFV と CCS の関係を検討した[6]。その結果、EFV は CCS と有意の相関を認めた。Risk facor の補正後は男性でのみ、EFV は CCS と相関していた(difference in calcification volume per SD increase in
EFV 0.12 ;95% CI 0.04-0.19)。

冠動脈狭窄Gorter ら(2008)は狭心症患者 128 例に MDCT および CAG を施行した[7]。EFV、
pericoronary fat thickness (PFT)、CCS を測定し、冠動脈硬化の重症度は有意狭窄枝の数で評価した。全体では EFV および PFT は冠動脈硬化の重症度や CCS と有意の相関を認めなかった。しかし、BMI<27kg/㎡以下の群(n=65)では多枝病変例は有意狭窄のない例と比
べて、EFV(100 vs. 67 ㎤, p=0.04)および PFT (9.8 vs. 8.4mm, p=0.06)が大であった。また、
CCS が高値例は CACS が 0 かわずかの例と比べて、EFV(108.0 vs. 69 ㎤, p=0.02)および
PFT (10.0 vs. 8.2mm, p=0.01)が有意に大であった。
Sarin ら(2008)は 151 例に MDCT を施行し、EFV を測定した[8]。EFV は 25～274ml(121±47ml)であった。CCS は EFV≥100ml の群で有意に高値であった (216±639 vs.
67±155, p=0.03)。また、EFV≥100ml の群で冠動脈疾患 (46% vs. 31%, p<0.05)および
metabolic syndrome (44% vs. 29%, p<0.05)の頻度が有意に高かった。
Djaberi ら(2008)は 190 例に MDCT を施行し、EFV を測定した[9]。EFV の平均は84±41ml であった。
CCS>10 の例の EFV は CCS≤10 の例よりも有意に大であった (100±40
vs. 59±27ml, p<0.001)。
EFV 73ml を cut-off 値とした場合、
CCS>10 を予測する感度は 77%、
特異度は 70%であった。冠動脈硬化例の EFV は冠動脈正常例よりも有意に大であった(99±40 vs. 63±31ml, p<0.001)。EFV 75ml を cut-off 値とした場合、冠動脈疾患の存在を予測する感度は 72%、特異度は 70%であった。しかし、EFV は冠動脈疾患の重症度や範囲と有意の相関を認めなかった。

我々(2011)は CAD の疑いの 197 例に MDCT および CAG を施行した[10]。EFV は 99.4 ±40.0 ml (11.6 to 263.8 ml)で、CCS は 267.2 ± 605.1 (0 to 3780)であった。EFV と CCS の間には有意の相関を認めた (r=0.210, p=0.003)。EFV >100ml の群の CCS は EFV <100mlの群よりも有意に高値であった (384.0 ± 782.0 vs. 174.8 ± 395.6, p=0.016)。有意狭窄の頻度は EFV >100ml の群で有意に高かった(40.2% vs 22.7%, p=0.008)。また、EFV は高度狭窄例や CCS>400 の例で有意に大きかった。

High-risk plaqueAlexopoulos ら(2010)は 214 例で CCTA を施行した[11]。EFV は冠動脈狭窄度と有意の相関を認めた(p<0.001)。EFV は mixed plaque (98±47ml)および non-calcified plaques (99±36ml)を有する例で、calcified plaque (63±22ml)を有するか plaques のない(62±33ml)
例よりも有意に大きかった(p<0.001)。多変量解析にて EFV は CCS (exp(B)=3.916, p<0.05)、
any plaque (exp(B)=4.532, p<0.01)、 non-calcified plaques (exp(B)=3.849, p<0.01)、
obstructive CAD (exp(B)=3.824, p<0.05)の独立した予測因子であった。
Oka ら(2012)は 357 例に CCTA を施行し、EFV と HRP (PR および LAP を含む
non-calcified plaque)の関係を検討した[12]。
EFV ≥100ml の群は EFV<100ml の群に比べ、non-calcified plaque(74% vs. 59%, p=0.003)および PR を伴う low-density plaque (46% vs.
25%, p<0.001)の頻度が有意に高かった。多変量解析にて EFV ≥100ml は PR を伴う
low-density plaque の独立した予測因子であった(OR 2.56; 95% CI 1.38-4.85; p=0.003)。
Rajani ら(2013)は CAD の既往のない 402 例に CCTA を施行した[13]。EFV は calcified
plaque 例(112±55cm3 vs. 89±39cm3)、partially calcified plaque 例(110±57cm3 vs. 98±
45 cm3)、and non-calcified plaque 例 (115±44cm3 vs. 100±52cm3)で有意に大きかった。
多変量解析では EFV は≥70%の冠動脈狭窄 (OR 3.0; 95% CI 1.3-6.6; p=0.008)、any HRP
features (OR 1.7; 95% CI 0.9-3.4; p=0.04)、low attention plaque (OR 2.4; 95% CI 1.1-5.1;
p=0.02)の独立した予測因子であった。
我々(2018)は 651 例に CCTA を施行し、EFV により 3 群に分けた(low-tertile [n = 215],
36-123 ml; middle-tertile [n = 218], 124-165 ml; high-tertile [n = 218], 166-489 ml)[14]。
CCS>0 の頻度 (71.6%, 73.4%, 83.9%, p=0.0047)および CCS>100 の頻度 (39.1%, 39.9%,
59.2%, p< 0.0001)は high-tertile EFV 群で有意に高かった。CCS>400 の頻度は徐々に増加した(17.2%, 25.7%, 33.1%)。Significant stenosis (36.2% vs. 27.0%, p=0.0383)、total
coronary occlusion (5.5% vs. 0.9%, p=0.0156) 、 high-risk plaque (11.0% vs. 5.6%,
p=0.0368)の頻度は high-tertile EFV 群で low-tertile EFV 群に比べ、有意に高かった。心臓死・心筋梗塞の頻度(0.9%, 2.3%, 6.4%)は high-tertile EFV 群で low-tertile EFV 群に比べ、有意に高かった(p = 0.0004)。

予後Mahabadi ら(2009)は Framingham Heart Study Offspring cohort の 1,267 例に MDCTを行い、EFV、visceral abdominal adipose tissue (VAT) volume、intrathoracic fat (ITF)
volume を測定し、心血管疾患との関連を検討した[15]。EFV (OR 1.32; 95%CI 1.11-1.5;
p=0.002)および VAT (OR 1.35; 95%CI 1.11-1.57; p=0.003)は心血管疾患と有意に関連して
いたが、ITF (OR 1.14; 95%CI 0.93-1.39; p=0.22)は有意の関連を認めなかった。多変量解
析ではその関連は有意ではなくなっていた。
Cheng ら(2010)は心疾患の既往のない 2,751 例に MDCT を行い、4 年間の経過観察を行った[16]。主要心血管事故(心臓死・心筋梗塞・脳卒中・血行再建術)を起こした 58 例と起こさなかった 174 例を比較した。EFV (101.8±49.2 vs. 84.9±37.7 ㎤, p=0.007)および
thoracic fat volume (TFV, 204.7±90.31 vs. 77±80.3 ㎤, p=0.029)は主要心血管事故を起こした群で有意に高値であった。また、EFV>125 ㎤ (33% vs. 14%, p=0.002)および TFV>250㎤ (31% vs. 17%, p=0.025)の頻度が有意に高かった。多変量解析では EFV (OR 1.74; 95%
CI 1.03-2.95)および TFV (OR 1.78; 95%CI 1.01-3.14)が主要心血管事故に有意に相関していた。
Forouzandeh ら(2013)は急性胸痛の 760 例に MDCT を行い、3.3 年間の経過観察を行った[17]。主要心血管事故を 45 例に認めた。主要心血管事故を起こした群は高齢 (64.8±13.9
vs. 53.7±13.4, p<0.01)で、男性が多く (60% vs. 40%, p<0.01)、Framingham risk score (中央値 16 vs. 4, p<0.01)および CCS (中央値 268 vs. 0, p<0.01)が有意に高値であった。主要心血管事故を起こした群は EFV (中央値 154 vs. 116ml, p<0.01)および TFV (中央値 330 vs.
223ml, p<0.01)が有意に高値であった。また、EFV>125ml (67% vs. 44%, p<0.01)およびTFV>250ml (64% 対 42%, p<0.01)の頻度が有意に高かった。CACS、EFV、TFV は独立
して、主要心血管事故に相関していた。
Tamarappoo ら(2010)は冠動脈疾患の既往のない 1,777 例に MDCT および SPECT を施行した[18]。SPECT 陽性の 73 例と陰性の 146 例を比較した。SPECT 陽性例は EFV(99.1±42.9 vs. 80.1±31.8 ㎤, p=0.0003)および TFV (196.1±82.7 vs. 160.8±72.1 ㎤, p=0.001)が有意に高値であった。また、EFV>125 ㎤ l (22% vs. 8%, p=0.004)および TFV>200 ㎤ l(40% vs. 19%, p=0.001)の頻度が有意に高かった。CCS で補正した後、EFV (OR 2.91;
95%CI 1.53-5.52; p=0.001)および TFV (OR 2.64; 95%CI 1.48-4.72; p=0.001)は心筋虚血の有意な予測因子であった。ROC による心筋虚血予測の AUC は CCS のみよりも、EFV あ
るいは TFV を加えた方が有意に良好であった (いずれも 0.68 vs. 0.75, p=0.04)。
Hainz Nixdorf Recall study では 4,093 例を 8.0±1.5 年経過観察し、130 例に心事故を認めた[19]。心事故の頻度は EFV の増加に伴い、上昇した(0.9% vs. 4.7% 1st vs. 4thquartile, p<0.001)。多変量解析では EFV が倍増すると心事故は 1.5 倍増加した(HR 1.54,
95% CI 1.09-2.19)。

Overview

Epicardial fat が多い例は冠動脈硬化を有する例が多く、しかも、予後不良例が多い。

心房細動 (AF)Obadah ら(2010)は sinus rhythm 群(n=76)、paroxysmal AF 群(n=126)、persistent AF群(n=71)の計 273 例で EFV を測定した[20]。AF 群の EFV は sinus rhythm 群よりも有意に大きかった(101.6±44.1 ml vs. 76.1±36.3 ml, p < 0.001)。Paroxysmal AF 群の EFV は
sinus rhythm 群よりも有意に大きかった(93.9±39.1 ml vs. 76.1±36.3 ml, p = 0.02)。
Persistent AF 群の EFV は paroxysmal AF 群よりも有意に大きかった(115.4±49.3 ml vs.
93.9±39.1 ml, p = 0.001)。EFV は paroxysmal AF (OR 1.11; 95% CI 1.01 to 1.23; p=0.04)
および persistent AF (OR 1.18; 95% CI 1.05 to 1.33; p=0.004)と有意の相関を認めた。
Wong ら(2016)は EF と AF の関係について、63 研究(352,275 例)を対象とした
meta-analysis を行った[21]。その結果、EFV が 1-SD 増加すると AF (OR 2.61; 95% CI
1.89-3.60)、paroxysmal AF (OR 2.14; 95% CI 1.45-3.16)、persistent AF (odds ratio, (OR5.43; 95% CI 3.24-9.12)の頻度は有意に増加した。それに対し、abdominal adiposity や
overall adiposity と AF の相関は弱かった(waist circumference 1-SD, OR 1.32; 95% CI
1.25-1.41, waist/hip ratio 1-SD, OR 1.11; 95% CI 1.08-1.14, body mass index 1-SD, OR
1.22; 95% CI 1.17-1.27)。
Maeda ら(2018)は catheter ablation 後の AF 患者 218 例で、EFV と AF 再発の関係を検討した[22]。多変量解析では EFV index (EFV/body surface area, ml/m2)は AF 再発の独立した予測因子であった。EFV index ≥85 ml/m2 または EFV index cutoff ≥116 ml/m2 によりAF 再発の予測が可能であった。

【文献】
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Usefulness of Epicardial Adipose Tissue Volume to Predict Recurrent Atrial
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第2章

心筋の perfusion による心筋虚血の評価

1. Stress CT perfusion (stress CTP)
George ら(2009)は MPI が異常であった 40 例に adenosine stress CTP を行った[1]。心筋の perfusion は subendocardial 対 subepicardial の attenation denisty の比を用いて判定した。MPI および冠動脈造影を gold standard とした CTP および CCTA の患者別の感度は 86%、特異度は 92%、陽性適中率は 92%、 陰性適中率は 85%であった。血管別の感度は 79%、特異度は 91%、陽性適中率は 75%、陰性適中率は 92%であった。
Ko ら(2012)は 42 例(126 領域)で adenosine stress CTP および FFR 測定を行った[2]。
CTP は FFR による虚血領域の 76%、非虚血領域の 84%を正しく判定できた。血管領域別の感度は 76%、特異度は 84%、陽性適中率は 82%、陰性適中率は 79%であった。CTP で
perfusion defect があり狭窄度が 50%以上の場合、虚血に対する特異度は 98%であり、perfusion が正常で狭窄度が 50%未満の場合、虚血に対する特異度は 100%であった。
George ら(2012)は 50 例に MPI および adenosine stress CTP を行った[3]。CCTA による MPI の心筋虚血検出の感度は 56%、特異度は 75%、陽性適中率は 56%、 陰性適中率は75%で、ROC による AUC は 0.65 であった。
CTP による MPI の心筋虚血検出の感度は 72%、
特異度は 91%、
陽性適中率は 81%、
陰性適中率は 85%で、ROC による AUC は 0.81 (p<0.001)
であった。
両方の検査を合わせた場合の MPI の心筋虚血検出の感度は 100%、
特異度は 81%、
陽性適中率は 50%、陰性適中率は 100%で、ROC による AUC は 0.92 (p<0.001)であった。
Bettencourt ら(2013)は 101 例に CTP、MRI、CAG(含 FFR 測定)を施行した[4]。CTPの感度は 89%、特異度は 83%、陽性適中率は 80%、陰性適中率は 90%、accuracy は 85%であった。MRI の感度は 89%、特異度は 88%、陽性適中率は 85%、陰性適中率は 91%、
accuracy は 88%であった。
CORE320 study(2014)では 381 を対象に stress CTP の flow-limiting CAD (CAG で%DS
≥50%かつ MPI で perfusion deficit あり)の検出能を検討した[5]。その結果、ROC の AUC
は 0.87 (95% CI 0.84-0.91)であった。CCTA+CTP の感度は 80% (95% CI 72-86%)、特異度
は 74% (95% CI 68-80%)、陽性適中率は 65% (95% CI 58-72%)、陰性適中率は 86% (95% CI
80-90%)であった。
PERFECION study(2019)では CAG および FFR 測定を施行した 147 例を対象に、
CCTA、
FFRCT、CTP を比較した[6]。血管別の感度、特異度、陽性適中率、陰性適中率、accuracy
は CCTA では各々99%, 76%, 100%, 61%, 82%、CCTA+FFRCT では各々88%, 94%, 95%,
84%, 92%, CCTA+stress-CTP では各々92%, 95%, 97%, 87%, 94%であった。患者別の特異度、陽性適中率、陰性適中率、accuracy は CCTA では各々95%, 54%, 94%, 63%, 73%、
CCTA+FFRCT では各々90%, 85%, 92%, 83%, 87%、CCTA+stress-CTP では各々98%, 87%,99%, 86%, 92% で あった 。 FFR 陽 性を 予 測する AUC は血 管 別で は CCTA 0.89、
CCTA+FFRCT 0.93、cCTA+CTP 0.92 であった。患者別では CCTA 0.90、CCTA+FFRCT

0.94、cCTA+CTP 0.93 であった。したがって、CCTA+FFRCT と cCTA+CTP の AUC は同等であった。

Overview
Stress CTP により MPI に近い精度で心筋虚血の診断が可能である。ただし、2 回撮影するため、被曝量および造影剤量が 2 倍になる。

【文献】
1. George RT, Arbab-Zadeh A, Miller JM, Kitagawa K, Chang HJ, Bluemke DA,
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2. CT perfusion at rest
Nagao ら(2009)は 75 例で MDCT と MPI を行った[1]。MPI では心筋虚血を 40 例に認めた。MDCT での ischemic pattern は収縮期に心内膜下の hypoenhancement を認め、拡張期には normal enhancement であるパターンと定義した。MDCT による心筋虚血検出の感度は 90%、特異度は 83%、陽性適中率は 86%、陰性適中率は 88%であった。
Kachenoura ら(2009)は 84 例に MDCT を施行し、myocardial perfusion の評価を行った[2]。彼らは myocardial hypoenhancement を 64 例中 29 例、47 の血管領域に認め、36 領域が異常であると判定された。36 領域中、10 領域(28%)は陳旧性心筋梗塞に一致し、 26
領域(72%)は有意狭窄の領域であった。
我々(2011)は冠動脈疾患患者 131 例に MDCT を施行した[3]。76 例は血行再建術前後でMDCT を施行した。Myocardial perfusion defect (MPD)は拡張期の CT 値が 50HU 未満のhypoenhancement area と定義した。狭窄度別の MPD の頻度は狭窄度が 70-90% (A 群,n=40)、50-69% (B 群, n=34)、30-49% (C 群, n=42)、10-29% (D 群, n=15)の群で各々60.0%、
2.4% (p=0.0176)、4.8%(p<0.0001)、0%(p<0.0001)であった。A 群、B 群の全例と C 群の 2
例が血行再建術を受けた。術後の MDCT では A 群の 3 例を除いて、全例で MPD が改善していた。
Overview
安静時の心筋 perfusion 像でも、ある程度心筋虚血の評価ができることが示されている。
しかし、MDCT での hypoperfusion の評価法については確立したものはない。

【文献】
1. Nagao M, Matsuoka H, Kawakami H, Higashino H, Mochizuki T, Ohshita A, Kohno
T, Shigemi S. Detection of myocardial ischemia using 64-slice MDCT. Circ J 2009;
73: 905-911.
2. Kachenoura N, Gaspar T, Lodato JA, Bardo DM, Newby B, Gips S, Peled N, Lang
RM, Mor-Avi V. Combined assessment of coronary anatomy and myocardialperfusion using multidetector computed tomography for the evaluation of coronary
artery disease. Am J Cardiol 2009; 103: 1487-1494.
3. Iwasaki K, Matsumoto T. Myocardial perfusion defect in patients with coronary
artery disease demonstrated by 64-multidetector computed tomography at rest.
Clin Cardiol 2011; 34: 454-460.

第3章

心筋 viability の評価

Gupta ら(2011)は非造影の MDCT 所見より心筋梗塞を検出できることを報告している[1]。
彼らは MPI にて非可逆性の灌流欠損を認めた 62 例と MPI が正常の 60 例を対象に比較した。陳旧性心筋梗塞部分は非造影 CT にて、hypo-attenuation area として検出された。MPIにて灌流欠損を認めた 62 例中、57 例に梗塞所見を認めた。感度は 92%、特異度は 72%、
陽性適中率は 77%、陰性適中率は 90%であった。心筋領域別の感度は 70%、特異度は 85%、
陽性適中率は 57%、陰性適中率は 91%であった。ROC curve による心筋 CT 値の最適 cutoff
値は 21.7 HU で、感度は 97.4%、特異度は 99.7%であった。
心筋梗塞サイズ測定および心筋 viability 判定の gold standard は MRI による delayedenhancement であるが、MDCT による delayed enhancement からも同様の所見が得られることが報告されている。
Mahnken ら(2005)は PCI を施行した急性心筋梗塞例 28 例を対象に発症 2 週間以内に
MDCT お よ び MRI を 行 い 、 各 々 の late enhancement 所 見 を 比 較 し た [2] 。 Lateenhancement による slice 当たりの梗塞サイズは MRI では 31.2±22.5%、
MDCT では 33.3
±23.8%で良好な一致を認めた (kappa=0.878)。MDCT 造影早期の梗塞サイズは 24.5±
18.3%で、MRI late enhancement との一致率はより低かった (kappa=0.635)。
Habis ら(2007)は初回急性心筋梗塞患者 36 例を対象に、冠動脈造影 24±11 分後に MDCTを行い、late hyperenhancement の有無を判定した[3]。彼らは no hyperenhancement お
よび subendocardial hyperenhancement は viability あり、transmural hyperenhancement
は viability なしと判定し、4 週間後に施行した dobutamine stress echocardiography による viability 判定と比較検討した。576 segment における一致率は 97%で、感度は 98%、特異度は 94%、陽性適中率は 99%、 陰性適中率は 79%であった。患者別では、感度は 92%、
特異度は 100%、陽性適中率は 100%、 陰性適中率は 85%であった。
Chiou ら(2008)は陳旧性心筋梗塞患者 101 例を対象に MDCT、MPI (Tl-SPECT)、
dobutamine エコーを行った[4]。MDCT による late enhancement (MDCT-LE)は造影剤投与 15 分後の撮影により判定した。MDCT-LE により 101 例中、97 例(96%)で心筋梗塞を検出した。局所壁運動異常のある 486 segment において、MDCT-LE の範囲を心筋の 50%以上とした場合、MPI および dobutamine エコーとの viability 判定の一致は各々k value が0.555、0.498 で modest であった。MDCT-LE の範囲を心筋の 75%以上とした場合、MPI
および dobutamine エコーで nonviable と判断された頻度は各々87.8%、92.2%であった。
Sato ら(2012)は PCI を施行した急性心筋梗塞 102 例を対象に MDCT を施行し、delayedenhancement のサイズと予後の関係を検討した[5]。24±10 か月の経過観察中に 19 例の心事故を認めた。Delayed enhancement のサイズにより 3 群に分けたとところ、最も大きい
群の心事故が他の 2 群に比べて有意に多かった (p<0.0001)。多変量解析では delayedenhancement のサイズが心事故の独立した予測因子であった (サイズが最大対最小 HR
16.1; 95% CI 1.45-72.4; p=0.022, サイズが最大対中間 HR 5.06; 95% CI 1.25-22.7;
p=0.039)。

Overview
MDCT による delayed enhancement から MRI とほぼ同様の所見が得られる。

【文献】
1. Gupta M, Kadakia J, Hacioglu Y, Ahmadi N, Patel A, Choi T, Yamada G, Budoff M.
Non-contrast cardiac computed tomography can accurately detect chronic
myocardial infarction: Validation study. J Nucl Cardiol 2011; 18: 96-103.
2. Mahnken AH, Koos R, Katoh M, Wildberger JE, Spuentrup E, Buecker A, Günther
RW, Kühl HP. Assessment of myocardial viability in reperfused acute myocardial
infarction using 16-slice computed tomography in comparison to magnetic
resonance imaging. J Am Coll Cardiol 2005; 45: 2042-2047.
3. Habis M, Capderou A, Ghostine S, Daoud B, Caussin C, Riou JY, Brenot P, AngelCY, Lancelin B, Paul JF. Acute myocardial infarction early viability assessment by
64-slicecomputed

tomography

immediately

after

coronary

angiography:

comparison with low-dose dobutamine echocardiography. J Am Coll Cardiol 2007;
49: 1178-1185.
4. Chiou KR, Liu CP, Peng NJ, Huang WC, Hsiao SH, Huang YL, Chen KH, Wu MT.
Identification and viability assessment of infarcted myocardium with lateenhancement multidetector computed tomography: comparison with thallium
single photon emission computed tomography and echocardiography. Am Heart J
2008; 155: 738-745.
5. Sato A, Nozato T, Hikita H, Akiyama D, Nishina H, Hoshi T, Aihara H, Kakefuda Y,
Watabe H, Hiroe M, Aonuma K. Prognostic value of myocardial contrast delayedenhancement with 64-slice multidetector computed tomography after acute
myocardial infarction. J Am Coll Cardiol 2012; 59: 730-738.

第4章

大動脈弁狭窄症の評価

Aortic valve area
Fuuchtner ら(2006)は 46 例の AS 患者に 16 列 MDCT を施行し、30 例では TTE 所見との比較を行った[1]。
MDCT による AS 検出の感度は 100%、特異度は 93.7%であった。
MDCT
による aortic valve area (AVA)と TTE による AVA は良好な相関を認めた(r=0.89, p<0.001)。
Bland-Altman plot では両 modality 間で良好な一致を認めた。
Laissy ら(2007)は 40 例の AS 患者に MDCT と TTE を行い、検討した[2]。
AVA は MDCT
では 0.87±0.22 ㎠、TTE では 0.81±0.20 ㎠で、良好な相関を認めた(r=0.77, p<0.001)が、MDCT がやや過大評価していた。
Roper ら(2009)は AS の 50 例に MDCT、TTE、心臓カテーテル検査を行い、3 者の所見を比較した[3]。
AVA は MDCT では 1.16±0.47 ㎠、
TTE では 1.04±0.45 ㎠ (r=0.93, p<0.001)、
カテーテル検査では 1.06±0.45 ㎠ (r=0.97, p<0.001)で、良好な相関を認めた。しかし、
MDCT では TTE(+0.12±0.17 ㎠)やカテーテル検査(+0.10±0.12 ㎠)と比べて、軽度のしかし有意な過大評価をしていた。

Overview
MDCT による AS の AVA の評価は TEE による評価をほぼ同等であるが、多少、過大評
価する傾向がある。

予後

また、大動脈弁石灰化の定量的評価に予後予測能を認める報告もある。
Clavel ら(2014)は AS 患者 794 例の aortic valve calcification (AVC)を測定した[4]。AVCの評価は absolute AVC load および AVC density (ratio of absolute AVC to cross-sectional
area of aortic annulus)を用いた。多変量解析では severe absolute AVC (adjusted HR 1.75;
95% CI; 1.04-2.92; p=0.03)および severe AVC density (adjusted HR 2.44; 95% CI
1.37-4.37; p=0.002)が内科的治療群の死亡の独立した予測因子であった。また、severe
absolute AVC (adjusted HR 1.71; 95% CI 1.12-2.62; p=0.01)および severe AVC density(adjusted HR 2.22; 95% CI 1.40-3.52; p=0.001)は aortic valve implantations で補正後の死亡の独立した予測因子であった。
Pawade ら(2018)は AS 患者 918 例の aortic valve calcification (AVC)を測定した[5]。
Severe AS の閾値は女性が 1,377 Agatston unit (C statistic 0.92)、男性が 2,062 Agatston
unit (C statistic 0.89)であった。多変量解析では AVC は死亡・大動脈弁置換術の独立した予測因子であった (HR 3.90; 95% CI 2.19-6.78; p<0.001)。心エコー所見と一致しない 210
例においても、AVC は死亡・大動脈弁置換術の独立した予測因子であった(HR 3.67; 95% CI
1.39-9.73; p=0.010)。

【文献】
1. Feuchtner GM, Dichtl W, Friedrich GJ, Frick M, Alber H, Schachner T, Bonatti J,
Mallouhi A, Frede T, Pachinger O, zur Nedden D, Müller S. Multislice computed
tomography for detection of patients with aortic valve stenosis and quantificationof severity. J Am Coll Cardiol 2006; 47: 1410-1417.
2. Laissy JP, Messika-Zeitoun D, Serfaty JM, Sebban V, Schouman-Claeys E, Iung B,
Vahanian A. Comprehensive evaluation of preoperative patients with aortic valve
stenosis: usefulness of cardiac multidetector computed tomography. Heart 2007; 93:1121-1125.
3. Ropers D, Ropers U, Marwan M, Schepis T, Pflederer T, Wechsel M, Klinghammer
L, Flachskampf FA, Daniel WG, Achenbach S. Comparison of dual-source computed
tomography for the quantification of the aortic valve area in patients with aortic
stenosis versus transthoracic echocardiography and invasive hemodynamic
assessment. Am J Cardiol 2009; 104: 1561-1567.
4. Clavel MA, Pibarot P, Messika-Zeitoun D, Capoulade R, Malouf J, Aggarval S,
Araoz PA, Michelena HI, Cueff C, Larose E, Miller JD, Vahanian A,
Enriquez-Sarano M. Impact of Aortic Valve Calcification, as Measured by MDCT,
on Survival in Patients With Aortic Stenosis: Results of an International Registry
Study. J Am Coll Cardiol 2014; 64: 1202-1213.
5. Pawade T, Clavel MA, Tribouilloy C, Dreyfus J, Mathieu T, Tastet L, Renard C,
Gun M, Jenkins WSA, Macron L, Sechrist JW, Lacomis JM, Nguyen V, Gay LG,
Calabria HC, Ntalas I, Cartlidge RG, Prendergast B, Rajani R, Evangelista A,
Cavalcante JL, Newby DE, Pibarot P, Zeitoun DM, Dweck MR. Computed
Tomography Aortic Valve Calcium Scoring in Patients With Aortic Stenosis.
Multicenter Study Circ Cardiovasc Imaging 2018; 11: e007146.

第5章

弁膜症例での冠動脈評価

Gilard ら(2006) は大動脈弁狭窄症の 55 例を対象に 16 列 MDCT を行い、CAG と比較した。冠動脈の有意狭窄検出の MDCT の感度は 100%、特異度は 80%、positive predictive
value は 55%、negative predictive value は 100%であった。CCS が 1,000 未満の例では80%の症例で CAG が不要であった。CCS が 1,000 以上の例では 94%の症例で CAG が必要であった。
Reantd ら(2006) は弁膜症症例 40 例を対象に 16 列 MDCT を行い、CAG と比較した。
冠動脈 600 枝のうち、77.3%で評価可能であった。冠動脈の有意狭窄検出の MDCT の感度
は 77.7%、特異度は 98%、positive predictive value は 42.4%、negative predictive value
は 99%であった。
Meijboom ら(2006)は弁膜症症例 70 例を対象に MDCT を行い、CAG と比較した。患者
別の MDCT の有意狭窄検出の感度は 100%、特異度は 92%、positive predictive value は82%、negative predictive value は 100%であった。
Scheffel ら(2006) は大動脈弁閉鎖不全症の 50 例を対象に MDCT を行い、CAG と比較した。冠動脈の有意狭窄検出の MDCT の感度は 100%、特異度は 95%、positive predictive
value は 87%、negative predictive value は 100%であった。70%の症例で CAG が不要であった。

Meta-analysis
Opolski ら(2016)は 17 研究(n=1,107)を対象に meta-analysis を施行した。
その結果、
50％
以上の有意狭窄の診断能は感度が 93% (95% CI 86-97)、特異度が 89% (95% CI 86-91)、
negative likelihood ratio (LR)が 0.07 (95% CI 0.04-0.16)、positive LR が 8.44 (95% CI
6.49-10.99)であった。
特異度と positive LR は非 AS 群で AS 群に比べ、有意に高かった(96%vs. 87%, 21.2 vs. 7.4)。

Overview
弁膜症症例においても、高度の石灰化がなければ冠動脈狭窄の評価は大部分の症例で可
能である。

【文献】
1. Gilard M, Cornily JC, Pennec PY, Joret C, Le Gal G, Mansourati J, Blanc JJ,
Boschat J. Accuracy of multislice computed tomography in the preoperative
assessment of coronary disease in patients with aortic valve stenosis. J Am Coll
Cardiol 2006; 47: 2020-2024.

2. Reant P, Brunot S, Lafitte S, Serri K, Leroux L, Corneloup O, Iriart X, Coste P, Dos
Santos P, Roudaut R, Laurent F. Predictive value of noninvasive coronary
angiography with multidetector computed tomography to detect significant
coronary stenosis before valve surgery. Am J Cardiol 2006; 97: 1506-1510.
3. Meijboom WB, Mollet NR, Van Mieghem CA, Kluin J, Weustink AC, Pugliese F,
Vourvouri E, Cademartiri F, Bogers AJ, Krestin GP, de Feyter PJ. Pre-operative
computed tomography coronary angiography to detect significant coronary arterydisease in patients referred for cardiac valve surgery. J Am Coll Cardiol 2006; 48:
1658-1665.
4. Scheffel H, Leschka S, Plass A, Vachenauer R, Gaemperli O, Garzoli E, Genoni M,
Marincek B, Kaufmann P, Alkadhi H. Accuracy of 64-slice computed tomography
for the preoperative detection of coronary artery disease in patients with chronic
aortic regurgitation. Am J Cardiol 2007; 100: 701-706.
5. Opolski MP, Staruch AD, Jakubczyk M, Min JK, Gransar H, Staruch M, Witkowski
A, Kepka C, Kim WK, Hamm CW, Möllmann H, Achenbach S. CT Angiography for
the Detection of Coronary Artery Stenoses in Patients Referred for Cardiac Valve
Surgery: Systematic Review and Meta-Analysis. Review JACC Cardiovasc Imaging
2016; 9: 1059-1070.

第6章

MDCT による左心耳血栓の検出

Martinez ら (2009)は MDCT (warly phase only, non-gating)と TEE を行った 420 例を検討した[1]。380 例は正常 (fully opacified)であったが、40 例は異常 (underfilled)であった。その内、TEE で血栓が 9 例に確認された。感度は 100%、特異度は 92%、陽性適中率
は 23%、陰性適中率は 100%であった。左心耳が underfilling であった例の emptying
velocity は正常よりかなり低下していた。
Hur ら (2009)は脳卒中患者 55 例に MDCT (early and late phase, non-gating)と TEEを行った[2]。左心耳血栓は 14 例に認めた。感度は 100%、特異度は 98%、陽性適中率は93%、陰性適中率は 100%であった。Late phase の左心耳と大動脈の CT 値の比 (LAA/AA)
をみると血栓例は 0.29±0.12 HU、血流停滞例は 0.85±0.12HU で、前者で有意に低かった (p<0.001)。
Kim ら (2010)は脳塞栓疑いの 314 例で MDCT (early and late phase, gated)と TEE を行った[3]。結果は下記のようになり、感度は 100%、特異度は 97.9%、陽性適中率は 79.3%、
陰性適中率は 100%であった。
TEE

none

mild-moderate SEC

severe SCE

thrombus

187

77

27

23

no filling defect

185

10

0

0

early filling defect

2

67

27

23

persistent filling defect

0

0

6

23

6

0

n

LAA/AA>0.50

Sawit ら (2012)は 176 例に MDCT (early and late phase, gated)と TEE を行った[4]。
結果は下記のようになり、感度は 100%、特異度は 84%、陽性適中率は 15%、陰性適中率は 100%であった。
TEE

none

thrombusn68

2

no filling defect57

0early filling defect112persistent filling defect02

SEN 100%, SPE 84%, PPV 15%, NPV 100%

Meta-analysis
Romero ら (2013)は 9 つの研究(2,955 例)を対象に meta-analysis を行った[5]。左房・左心耳血栓の頻度は 8.9%であった。MDCT の血栓検出の感度は 96%、特異度は 92%、陽性適中率は 41%、陰性適中率は 99%、diagnostic accuracy は 94%であった。Delayed imagingも行った研究では感度は 100%、特異度は 99%、陽性適中率は 92%、陰性適中率は 100%、
diagnostic accuracy は 99%であった。

Overview
MDCT、特に early および late phase の 2 相を撮影する方法は非常に精度が高く、TEEの不快さおよびリスクを回避できる。

【文献】
1. Martinez MW, Kirsch J, Williamson EE, Syed IS, Feng D, Ommen S, Packer DL,
Brady PA. Utility of nongated multidetector computed tomography for detection ofleft atrial thrombus in patients undergoing catheter ablation of atrial fibrillation.
JACC Cardiovasc Imaging 2009; 2: 69-76.
2. Hur J, Kim YJ, Lee HJ, Ha JW, Heo JH, Choi EY, Shim CY, Kim TH, Nam JE, Choe
KO, Choi BW. Left atrial appendage thrombi in stroke patients: detection with
two-phase cardiac CT angiography versus transesophageal echocardiography.
Radiology 2009; 251: 683-690.
3. Kim SC, Chun EJ, Choi SI, Lee SJ, Chang HJ, Han MK, Bae HJ, Park JH.
Differentiation between spontaneous echocardiographic contrast and left atrial
appendage thrombus in patients with suspected embolic stroke using two-phasemultidetector computed tomography. Am J Cardiol 2010; 106: 1174-1181.
4. Sawit ST, Garcia-Alvarez A, Suri B, Gaztanaga J, Fernandez-Friera L, Mirelis JG,
D'Anca M, Fuster V, Sanz J, Garcia MJ. Usefulness of cardiac computed tomographic
delayed contrast enhancement of the left atrial appendage before pulmonary veinablation. Am J Cardiol 2012; 109: 677-684.
5. Romero J, Husain SA, Kelesidis I, Sanz J, Medina HM, Garcia MJ. Detection of left
atrial appendage thrombus by cardiac computed tomography in patients with atrial
fibrillation: a meta-analysis. Circ Cardiovasc Imaging 2013; 6: 185-194.

第7章

左室容積・機能の評価

MDCT による左室容積・心機能評価については gold standard である MRI と比較した試
験がいくつかある。
Sugeng ら(2006)は 31 例に 16 列 MDCT、3DEcho、MIR を施行した。MDCT は MRIと比べ、end-diastolic volume (EDV, 26ml, p<0.05)および end-systolic volume (ESV, 19ml,
p<0.05)を過大評価しており、その結果 ejection fraction (EF, -2.8%)を有意に過小評価していた。3D Echo は MRI と比べ、EDV (5m l)および ESV (6ml)をやや過小評価しており、
EF (0.3%, p=0.68)は有意差を認めなかった。MDCT 測定の variability は MRI および 3D
Echo の約半分であった。
Dewey ら(2006)は 88 例に MDCT、LVG、2D Echo、MRI を施行した。EF については、
MRI との一致は MDCT が LVG (±10.2%対±16.8%, p<0.001)および Echo (±11.0%対±21.2%, p<0.001)よりも有意に良好であった。EDV および ESV については、MRI との一致
は MDCT が LVG および Echo よりも有意に良好であった。MDCT に比べて、LVG は過大評価していた。局所壁運動異常の検出は MDCT が LVG に比べ有意に良好であり、Echo とは同等であった。
Greupner ら(2012)は 136 例に MDCT、LVG、2D Echo、3D Echo、MRI を施行した。
Ejection fraction (EF)は、Bland-Altman analysis による MRI との一致は MDCT (p<0.005,
95%CI ±14.2%)が LVG (±20.2%)および 3D Echo (±21.2%)に比べて有意に良好であった。
LVG だけが MRI と比較した EF を過大評価していた (59.5±13.9%対 55.6±16.0%,
p=0.03)。Stroke volume は MDCT が MRI との一致が最も良好であった。EDV は MRI と比べて、LVG は有意に過大評価し、2D Echo と 3D Echo は有意に過小評価していた。局所
壁運動の精度は MRI と比べて、4 種類の検査法で有意差を認めなかった。

Meta-analysis
Pickett ら(2015)は left ventricular ejection fraction (LVEF)については 174 研究(n=7,047)、right ventricular ejection fraction (RVEF)については 46 研究(n=1,720)を対象に解析を行った。Cardiac magnetic resonance imaging (MRI)を gold standard として、
two-dimensional echocardiography (2DE)、three-dimensional echocardiography (3DE)、
radionucleotide ventriculography (RNV)、cardiac computed tomography (CT)、gatedsingle-photon emission CT (SPECT)、invasive cardiac cine ventriculography (ICV) を比較した。LVEF については pooled limits of agreement (LOA)は modality 間で差を認めた。
CT と 3DE の LOA は 2DE、SPECT、ICV、RNV より小さかった。2DE の LAO は最も
大きく、LVEF と弱い相関を認めた(－13.3-12.1%, r = 0.660)。
RVEF については CT と 3DEのデータが最も良かった (bias <5%、tight LOA、correlation coefficients (r) >0.75)。したがって、LVEF については CT と 3DE が最も bias が小さく、MRI との一致が最も良かった。RVEF についても CT と 3DE が最も MRI と一致していた。
comparably estimate RVEF and have the most evidence to support their use.

Overview
MDCT による左室容積・心機能評価は LVG、2D Echo と比べてより良好であり、MRIに最も近い。

【文献】
1. Sugeng L, Mor-Avi V, Weinert L, Niel J, Ebner C, Steringer-Mascherbauer R,
Schmidt F, Galuschky C, Schummers G, Lang RM, Nesser HJ. Quantitative
assessment of left ventricular size and function: side-by-side comparison ofreal-time three-dimensional echocardiography and computed tomography withmagnetic resonance reference. Circulation 2006; 114: 654-661.
2. Dewey M, Müller M, Eddicks S, Schnapauff D, Teige F, Rutsch W, Borges AC,
Hamm B. Evaluation of global and regional left ventricular function with 16-slice
computed

tomography,

biplanecineventriculography,

andtwo-dimensionaltransthoracic echocardiography: comparison with magnetic resonance imaging. J
Am Coll Cardiol 2006; 48: 2034-044.
3. Greupner J, Zimmermann E, Grohmann A, Dübel HP, Althoff TF, Borges AC,
Rutsch W, Schlattmann P, Hamm B, Dewey M. Head-to-head comparison of left
ventricular function assessment with 64-row computed tomography, biplane left
cineventriculography,

and

both

2-

and

3-dimensionaltransthoracic

echocardiography: comparison with magnetic resonance imaging as the reference
standard. J Am Coll Cardiol 2012; 59: 1897-1907.
4. Pickett CA, Cheezum MK, Kassop D, Villines TC, Hulten EA. Accuracy of Cardiac
CT, Radionucleotide and Invasive Ventriculography, Two- And Three-Dimensional
Echocardiography, and SPECT for Left and Right Ventricular Ejection Fraction
Compared With Cardiac MRI: A Meta-Analysis. Eur Heart J Cardiovasc Imaging
2015; 16: 848-852.