口腔扁平苔癬と亜鉛_20261011

口腔扁平苔癬と亜鉛 総説と引用文献の批判的検討 口腔扁平苔癬に亜鉛が効果があるとのKangら（2025）の記述を起点に、引用文献164〜 171の研究内容・結果・統計解釈を検討する。 1

検討対象の総説と読み方 総説 Kang 2025. Decoding orofacial pain: a translational review of mechanisms and novel therapies Kang et al. The Journal of Headache and Pain (2025) 26:252 原資料の問い 亜鉛はOLPの有効な補助療法といえるか。引用文献はその主張を実際に支えているか。研究の種類、群間 差、評価時点、サンプルサイズを順に確認する。 記述の区別 「総説の記述」「原資料の指摘」「原著の記載」「補足解説」を区別する。ここで示す薬剤量・治療期間は論文の内 容であり、個々の患者への処方提案ではない。 2

総説の記述：亜鉛併用の優越性 前半 引用原文 Recent evidence highlights the therapeutic value of zinc, an essential trace element, as an adjunctive treatment for various forms of OFP, particularly those involving mucosal inflammation and sensory dysfunction [164]. Zinc’s therapeutic effects are multifactorial: it acts as a potent antioxidant, modulates immune responses, inhibits matrix degrading enzymes to preserve epithelial integrity, and is a critical cofactor for proteins involved in sensory perception, s uch as the taste-regulating protein Gustin [165–168]. 原資料の日本語訳 近年の研究では、必須微量元素である亜鉛が、さまざまな口腔顔面痛（OFP）、特に粘膜の炎症や感覚機能の障害を伴うものに対する補助療 法として、治療上の価値を持つことが示されている［164］。 亜鉛の治療効果には、複数の作用が関与している。強力な抗酸化物質として働き、免疫応答を調節するとともに、細胞外基質を分解する酵素 を阻害して上皮の構造と機能を維持する。また、味覚を調節するタンパク質であるガスチン（Gustin）など、感覚の知覚に関わるタンパク質 が機能するために不可欠な補因子でもある［165–168］。 3

文献164〜168の研究の種類 OLP治療試験を集約するのは164。各種OFP全般の有効性までは示さない 文献 対象・問い 研究の種類 直接示せる範囲 164 Bahramian 2023 OLP患者で、ステロイドに亜鉛 を追加すると、痛み・灼熱感・ 病変が改善するか システマティックレビュー。2試験 結論より：研究数が少なく十分な証拠がないため、 ・計60人。異質性のためメタ解析は 亜鉛のOLP治療効果について決定的な結論を出すこ 未実施 とは現時点では不可能です。 165 Vali 2025 酸化ストレスに関連する神経疾 患における、亜鉛の作用と神経 保護機序 総説。動物・実験室研究などを概説 亜鉛の抗酸化作用・神経保護の機序的背景。OLPや 。詳細なレビュー方法は全文未確認 口腔顔面痛に対する臨床効果の直接的根拠ではない 166 Fábián 2015 味覚認識における唾液の役割。 亜鉛を含むgustin／炭酸脱水酵 素VIなど 味覚と唾液成分の機序、および味覚低下に対する亜 叙述的総説（ナラティブレビュー） 鉛投与の既報を整理。OLPや口腔顔面痛の治療効果 を直接検証していない 167 Wessels 2017 亜鉛の恒常性と、自然免疫・獲 得免疫の働きや細胞内シグナル 叙述的総説（ナラティブレビュー） 亜鉛による免疫・炎症調節の機序的背景。OLP患者 での治療効果を直接検証していない 168 Altinci 2017 脱灰象牙質で、亜鉛がカテプシ ンK・MMPによるコラーゲン分 解を抑えるか 実験室研究（in vitro） 実験条件下での象牙質コラーゲン分解の抑制。口腔 粘膜の上皮修復や、OLP患者の治療効果は未評価 4

文献164：局所ステロイドへの亜鉛追加（内服／洗口）のSR 書誌情報 164.Bahramian A, Rahbaran M, Bahramian M, Bohlouli S, Katebi K (2023) Effect of zinc supplementation as an adjuvant to corticosteroid treatment in patients with oral lichen planus: A systematic review. J Adv Periodontol Implant Dent 15:128–133 https://pmc.ncbi.nlm.nih.gov/articles/PMC10862047/ 口腔扁平苔癬の患者(P)で、 副腎皮質ステロイドに補助として亜鉛を加えると(I)、 2試験・計60人 メタ解析は未実施 副腎皮質ステロイド単独の治療(C)より、 痛みと灼熱感が減るか(O) The results of the risk of bias of the studies using the revised Cochrane risk-of-bias tool (RoB2) 両試験とも全領域・総合で低RoBとの判定。 しかしSuvarnaの割付・盲検化方法は記載不十分。 全領域低とする根拠はどこにある？ 単盲検や少数例だけで高RoBとはいえないが再調査必要。 5

• https://pmc.ncbi.nlm.nih.gov/articles/PMC10862047/

2論文のまとめ（原著照合・訂正） SR原表（左、原文のまま） 原著は2か月。SRの「2週間」・cm²表記・群対応は不 一致。下表の面積スコアは原著本文の値だが、本文と図 も不一致。文献番号12は15の誤り。 Suvarna 2020の病変はThongprasomスコア。SRの追 跡値は群が逆。下表は原著表2〜5による。亜鉛量は考 察の表記で、元素量へ換算しない。 著者（年 ） 研究の種 類 ランダム Mehdipou 化二重盲 r（2010） 検臨床試 験 Suvarna （2020） 単盲検臨 床試験 国 群（人数 ） 亜鉛：剤形・投与期間 ステロイド薬・投与期間 痛み・灼熱感（ VAS）：開始時 VAS：終了／追跡 病変指標：開始時 病変指標：終了／追跡 対照群（ 10人） プラセボ洗口液 フルオシノロン軟膏：1 日2回、2か月 3.77 終了値の数表なし 本文：面積スコア （原図参照） 5.22 終了値の数表なし（原 図参照） 介入群（ 10人） 0.2%亜鉛洗口液：1 日3回、2か月 フルオシノロン軟膏：1 日2回、2か月 5.22 終了値の数表なし 本文：面積スコア （原図参照） 6.77 終了値の数表なし（原 図参照） 対照群（ 20人） なし（原表：－） 0.1%トリアムシノロン アセトニド：1日2回、1 週間 7.60± 2.0 0.75± 0.6 Thongprasom 1.9 Thongprasom 0.3 介入群（ 20人） 0.1%トリアムシノロン 亜鉛50 mg錠：1日2回 アセトニド：1日2回、1 、8週間 週間 8.70± 1.9 0.6± 0.8 Thongprasom 1.9 Thongprasom 0.30 イラン インド

Mehdipour 2010 15.Mehdipour M, Taghavi Zenouz A, Bahramian A, Yazdani J, Pouralibaba F, Sadr K. Comparison of the effect of mouthwashes with and without zinc and fluocinolone on the healing process of erosive oral lichen planus. J Dent Res Dent Clin Dent Prospects. 2010;4(1):25–8. 0.2%亜鉛洗口液とプラセボを比較し、両群にステロイド軟膏を使用（各10人、2か月）。内服試験ではない。 対照群も疼痛・面積スコアが改善。なぜか、他の試験と違ってステロイド軟膏単独で、面積がまったく無効（著者らは下がっていると）。 標本数設計や割付・盲検の説明不足は問題だが、少人数だけで高RoBとはいえない。本文と原図の数値にも不一致がある。 VAS 病変面積に基づくスコア At baseline, approximate surface areas of erosive, reticular and erythematous lesions were measured separately: the largest dimension of the lesion was multiplied by the smallest dimension of the lesion. Piboonniyom formula was used to this end.

Suvarna 2020 31.Suvarna C, Chaitanya NC, Ameer S, Mannava H, Bontala P, Alyami JS, et al. A comparative evaluation on the effect of oral zinc 50 mg with or without 01% triamcinolone orabase on oral lichen planus. Int J Appl Basic Med Res. 2020;10(1):54–8. Suvarna 2020はSR164の採用試験と引用169で同一。併記自体は誤りではないが、独立した2つの裏付けにはならない。二重に効果を見ている。 グラフの近さだけで「差なし」と断定するのもダメだ。問題は、群内改善を亜鉛の上乗せ効果と読み替えることにある（後半で検討）。 Group A patients had received 0.1% triamcinolone acetonide Orabase twice daily application after food. Group B patients had provided with oral zinc 50 mg tablets and 0.1% triamcinolone acetonide Orabase twice daily after food for 8 weeks. Steroid Orabase was discontinued after 1-week application, whereas oral zinc 50 mg was continued for all over the treatment period. The follow-up period for both the groups was 6 months. 経口亜鉛50mg錠剤と0.1%トリアムシノロンアセトニドオラ軟膏 VAS Thongprasomスコア

問題は、そのあとに続く文章 Kang 2025の引用原文 The clinical application of zinc supplementation is most robustly established for inflammatory mucosal diseases such as oral lichen planus (OLP). As previously noted, clinical trials have revealed that oral zinc tablets (50 mg/day) combined with 0.1% triamcinolone acetonide (applied topically twice a day for 1 week) significantly outperformed steroid monotherapy. 原資料の日本語訳 亜鉛補給の臨床的応用は、口腔扁平苔癬（OLP）などの炎症性粘膜疾患において最も確固たる実績が確立されている。前述の通り、臨床試験 では、経口亜鉛錠（1日50 mg）と0.1％トリアムシノロンアセトニド（1週間、1日2回局所塗布）の併用療法が、ステロイド単独療法を統計 学的に有意に上回る効果が示された。 そもそも、このBahramian 2023の結論は、 「研究数が限られ、十分な証拠もないため、亜鉛がOLPに与える影響について明確な結論を出すことは現時点では不可能です。」 と記載してある。 Suvarnaの結論は「Oral zinc therapy was adjunctive in reducing the burning sensation and lesional size in the symptomatic OLP.」だが、この結論文だけで群間優越性が実証されたことにはならない。 「significantly outperformed」を支える群間比較はどこにあるのか。この引用で強く断言するとは、片腹痛い。

総説の記述：亜鉛併用の優越性 後半 引用原文 After 6 months of zinc supplementation and at 6-month follow-up, patients showed that the burning sensation in the cheek mucosa, gums and tongue, as well as the size of the lesion, all significantly decreased. Additionally, the histopathological examination showed a significant recovery of epithelial integrity [168, 169]. Systematic reviews and meta-analysis consolidate these findings, concluding that zinc supplementation is an effective adjunctive therapy for reducing the pain (measured by visual analogue scale scores) and clinical signs of OLP, especially in its erosive form [170]. Moreover, patients with recurrent aphthous stomatitis (RAS) often exhibit lower serum zinc levels [171]. 原資料の日本語訳 6ヶ月間の亜鉛補給後および6ヶ月後の追跡調査において、患者の頬粘膜、歯肉、舌の灼熱感、ならびに病変の大きさがすべて有意に減少した ことが示された。さらに、組織病理学的検査では、上皮の完全性が有意に回復していることが示された[168, 169]。 システマティックレビューおよびメタ分析はこれらの知見を裏付けており、亜鉛補給は、特にびらん型において、OLPの痛み（視覚的アナロ グ尺度（VAS）スコアで測定）および臨床徴候を軽減するための有効な補助療法であると結論付けている[170]。 さらに、再発性アフタ性口 内炎（RAS）の患者は、血清亜鉛濃度が低いことが多く見られる[171]。

文献168〜171の研究の種類 引用の対応関係 総説の文章が「どの研究の、どの結果」を根拠としているのかを確認する。研究の種類の取り違えは、結論の 確かさの評価を変える。 文献 対象・問い 研究の種類 直接示せる範囲 168 脱灰象牙質のコラーゲン分解 実験室研究（in vitro） OLP患者の治療効果は未評価 169 症候性OLPへの亜鉛併用 2群のランダム化比較試験 この比較条件での臨床結果 170 OLP：亜鉛・ビタミンD併用 3群のランダム化比較試験 SR／メタ解析ではない 171 RASと血清亜鉛濃度 症例対照研究のメタ解析 濃度の関連。治療効果とは別

文献168：脱灰象牙質の実験 書誌情報 168.Altinci P, Seseogullari Dirihan R, Can G, Pashley D, Tezvergil-Mutluay A (2017) Zinc inhibits collagenolysis by cathepsin k and matrix metalloproteinases in demineralized dentin matrix. Caries Res 51:576–581 原資料の指摘 脱灰象牙質基質でコラーゲン分解を調べた実験であり、OLPの臨床試験ではない。 機序の傍証として引用する余地はある。しかし、OLP患者の病変改善や治療後の組織学的上皮回復の根拠に するのは、対象と評価項目の明白な取り違えだ。これは関係ない。 補足解説 対象は脱灰象牙質基質で、亜鉛がカテプシンKやMMPによるコラーゲン分解に及ぼす影響を調べた実験である。 OLP患者の痛み、病変、組織像を評価する臨床試験として引用することはできない。生物学的な仮説への間接 的な参考と、臨床効果の実証を区別する。

文献169：40人・2群の比較試験 書誌情報 169.Suvarna C, Chaitanya NC, Ameer S, Mannava H, Bontala P, Alyami JS, Samreen H, Kondapaneni J (2020) A comparative evaluation on the effect of oral zinc 50 mg with or without 0.1% triamcinolone Orabase on oral lichen planus. Int J Appl Basic Med Res 10:54–58 対象と比較 灼熱感のあるOLP患者40人を2群（各20人）に無作為割付。 A群：0.1%トリアムシノロン・オラベースを1日2回局所塗布。 B群：亜鉛の内服を追加し、同じ局所治療を実施。 原資料の評価と原著の記載 原著は単盲検と記すが、誰をどのように盲検化したかの説明は不十分。サンプルサイズ計算の報告は見当たらな い。亜鉛は8週間、両群の局所ステロイドは1週間で中止し、追跡は6か月と記載される。

文献169：投与量と評価時期の注意 原資料に現れる記述 原資料の研究要約では「亜鉛50 mgを内服」、考察の引用文では「oral zinc 50 mg twice daily」と記載さ れている。総説は「50 mg/day」「局所薬は1週間」「6か月間の亜鉛補給」と記しており、表現に食い違 いがある。 原著の記載と解釈 原著は局所ステロイドを両群とも1週間で中止し、亜鉛は8週間、追跡は6か月としている。考察は亜鉛50 mgを1日2回と記載し、総説の50 mg/日・亜鉛6か月とは一致しない。製剤は酢酸亜鉛だが、元素亜鉛量へ の換算や処方をこの記述から推測しない。 評価時期 訪問番号と「第何週」を同一視すると、群間差の解釈やサンプルサイズ計算の前提がずれる。後半の注1でも、 この時点の対応を検討する。

文献169：Thongprasomスコア 原資料の説明 アウトカム１：病変の大きさ:Thongprasomスケール(OLP病変を0〜5点で評価する尺度。白い線 状の病変だけなら軽く、赤くただれた部分や潰瘍の面積が大きいほど重くなる) 尺度の意味 Thongprasomスコアは、白色線条、萎縮、びらんとその広がりを組み合わせた0〜5の順序尺度である。ス コアが下がることは臨床的な病変所見の改善を表すが、スコア1には白色線条が残る。 解釈の注意 数値の1点差が、どの重症度でも同じ臨床的な差を表すとは限らない。「病変の大きさ」という簡略な呼び 方だけで、面積の連続測定と受け取らないことが大切である。

文献169：病変スコアの原図 原著の記載 In the study group, there was gradual decrease in the size of the lesion, but in the control group, there was constant range in the lesional size from 4th visit to 8th visit followed by decrease in the lesional size till the follow-up period [Graph 2]. 介入群では病変の大きさ（臨床スコア）が徐々に減少 しました。一方、対照群では、第4回から第8回の診 察まで病変の大きさはほぼ一定で、その後、追跡観察 時までに減少しました［グラフ2］。 注：縦軸は面積cm²ではない。横軸2nd／3rd visitの 値は、本文・表4／5では第4回／第8回に対応する。 原図の訪問番号に不一致がある。

文献169：灼熱感VASの原図 原著に記載がある、謎の文章 Although the study group shows the mean higher burning sensation from the initial first visit to follow-up visit than the control group, there was increase in the mean burning sensation in the follow-up period in the control group [Graph 1]. 介入群では、初診から追跡診察まで、対照群より も灼熱感の平均値が高かったものの、対照群では 追跡期間中に灼熱感の平均値が増加しました［グ ラフ1］。 原著の説明と数値が食い違う 第8回（原図は3rd visit）はA1.45／B1.90、追跡 はA0.75／B0.65。対照Aも低下し、追跡時の「増 加」はない。 群の大小の逆転を指した可能性はあるが、著者の意 図は不明。この0.10点差だけで上乗せ効果ありと 結論するのはダメだ。

• https://pmc.ncbi.nlm.nih.gov/articles/PMC6967345/#F1

文献169：「有効」とする考察への疑問 原資料が引用する考察 The present study revealed that oral zinc 50 mg twice daily was found to be effective in the patients with OLP with decrease in burning sensation and lesion size due to its anti-inflammatory and wound healing properties of zinc which was similar to the studies conducted by Mehdipour et al. and Thomas et al.[10,13] 引用の意味 著者は、亜鉛50 mgを1日2回投与した患者で、灼熱感と病変の大きさが低下し、亜鉛の抗炎症・創傷治癒 作用による効果があったと述べている。Mehdipourら・Thomasらの研究と同様だとしている。 原資料の問いと補足 原資料の問いは「両群の差が明確でないのに、なぜ亜鉛が有効と結論するのか」。症状が改善した事実と、 対照治療より優れた事実は別の比較であり、上乗せ効果の主張には群間の推定値と不確実性が必要である。

文献169：スコア1と治癒の違い 原資料の指摘 Thongprasomスコア1は「紅斑を伴わない軽度の白色線条」。スコア1になったことを、病変の完全消 失と読み替えるのはダメだ。 ただし、完全消失していないことと、疼痛・びらんが改善していないことは別である。 補足解説 Thongprasomスコア1は、紅斑を伴わない軽度の白色線条を表す。したがってスコア1まで下がった結果を 「病変が完全に消失した」と読み替えることはできない。 完全消失に至らなくても、疼痛やびらんの軽減 には臨床的な意味があり得る。 結果を記述する際の区別 「症状の軽減」「病変所見の軽減」「臨床的な完全消失」「組織学的な回復」は異なる状態である。 Suvarnaは診断時の組織確認を記すが、治療後の再生検による上皮の回復を報告していない。総説の組織 学的回復の主張には引用上の問題がある。

文献169・170：特にびらん型に効くという主張 原資料の疑問 Kangの「特にびらん型」を支える引用は170。Aboushoushaは萎縮型・びらん型・水疱型の症候性OLPを対象と するが、病型別の治療効果や治療と病型の交互作用は報告していない。 169でびらん型が多数だったことも、「特に効く」根拠にはならない。病型別効果を示さずに強調するのはダメ だ。 補足解説 169の対象説明： 「Majority of the participants were diagnosed with erosive type of lichen planus followed by reticular and papular type of lichen planus.」 びらん型が多数という対象構成だけでは、病型別の効果の違いを示せない。 小規模なサブグループ解析 各病型の人数が少なければ推定は不安定になる。解析を無条件に無視するより、事前規定の有無、多重比 較、信頼区間を確認し、探索的な所見として扱うのが適切である。

文献170：42人・3群の比較試験 書誌情報 170.Aboushousha A, Kamal Y, Ali S (2025) Supplementary zinc and vitamin D in management of symptomatic oral lichen planus: a three-arm randomized clinical trial. BMC Oral Health 25:872 原資料の指摘 引用170は3群RCTだ。SRではないぞ。総説の「SR／メタ解析」という説明と一致しない。164はSRだが、有効 性を確定できないと結論している。 対象と比較 症候性OLP患者42人、各群14人。 I群：ステロイド外用薬のみ。 II群：ステロイド外用薬＋亜鉛の内服。 III群：ステロイド外用薬＋ビタミンDの内服。 治療・観察期間は8週間。主要アウトカムはVAS、病変はThongprasomスコアで評価した。 盲検化に関する原著の記載 参加者は非盲検、アウトカム評価者と統計担当者は盲検と原著に記載される患者自身が評価するVASへの影響は、別に 検討する必要がある。

文献170：評価時点とサンプルサイズ 評価スケジュール VAS：治療前、Day 1〜7、Week 2〜8の合計15時点。 Thongprasom：治療前、Week 1〜8の合計9時点。 原資料の「その後は毎週評価」という要約に加え、VASは最初の1週間に毎日測定されている。 原資料の疑問 サンプルサイズ計算に「1.45±0.826」が使われている。これは先行試験の対照群の一時点の平均±SDであ り、1.45点の改善量でも群間差でもない（注1）。 補足解説 1.45は平均、0.826は標準偏差であり、この一組の数値だけから臨床的に重要な最小差（MCID）は定義で きない。何と何の差を想定した計算かは、後半で分けて検討する。

文献170：結果の英文と読み分け 原資料に引用された結果 Intergroup comparisons revealed that by Week 3, pain scores were significantly lower in Groups II and III compared to Group I. Intragroup analysis showed significant reductions in pain scores over time for all groups, with Group II showing the most pronounced decrease from baseline to Week 7. Thongprasom scores decreased significantly in all groups, with Group II showing the most significant reduction by Week 8. 日本語での意味 著者は、第3週にはII群・III群の痛みがI群より低く、群内では全群の痛みが経時的に低下したと記す。II群 ではベースラインから第7週までの低下が最も目立ち、Thongprasomでも全群が改善し、第8週のII群の低 下が最も大きいと述べる。 読む際の注意 引用は著者の要約である。「最も低下した」という記述、群内の前後比較、同時点の群間比較を区別する。 群内で有意に改善しただけで、亜鉛の上乗せ効果ありとはいえない。

文献170：Thongprasomの原表（列が見にくいので次に作り直す） 原表：各群14人。右端は同時点の3群比較、下段は群内の経時比較。数値と記号は次頁で解説。

文献170：病変スコアの数値（治療前〜第8週） 群と記号 I：外用薬のみ II：外用薬＋亜鉛 III：外用薬＋ビタミンD。 大文字は同一群内の時点比較。P値は同時点の3群比較。SDは標準偏差、η²は群間効果量。 時点 I 中央値 （範囲） I 平均 （SD） II 中央値 （範囲） II 平均 （SD） III 中央値 （範囲） III 平均 （SD） P値 η² 治療前 5 (2–5) A 4.36 (1.08) 5 (2–5) A 4.07 (1.21) 3.5 (2–5) A 3.86 (1.1) 0.447 0.034 第1週 5 (2–5) A 4.14 (1.1) 3.5 (2–5) B 3.71 (1.27) 3 (1–5) A 3.29 (1.14) 0.168 0.088 第2週 4 (1–5) B 3.57 (1.16) 3.5 (1–5) B 3.43 (1.45) 3 (1–5) A 3.21 (1.12) 0.702 0.015 第3週 3.5 (1–5) B 3.21 (1.12) 2 (1–5) C 2.36 (1.45) 3 (1–5) AB 2.71 (1.27) 0.182 0.075 第4週 2.5 (1–5) C 2.93 (1.38) 2 (1–4) C 2.14 (1.17) 2 (1–5) B 2.36 (1.39) 0.264 0.064 第5週 2.5 (1–5) C 2.64 (1.45) 1.5 (1–4) C 1.93 (1.21) 2 (1–4) B 2 (0.96) 0.310 0.069 第6週 2 (1–5) C 2.5 (1.45) 1 (1–4) C 1.86 (1.23) 1.5 (1–4) B 1.79 (0.97) 0.262 0.068 第7週 2 (1–5) C 2.21 (1.48) 1 (1–3) C 1.43 (0.76) 1 (1–4) B 1.71 (0.99) 0.266 0.083 第8週 1.5 (0–5) C 1.86 (1.61) 0 (0–3) D 0.71 (1.14) 1 (0–3) B 1.29 (1.14) 0.073 25 0.119

文献170：病変スコアの平均 原資料のグラフと解説 全群が低下し、第8週平 均はI群1.86、II群0.71、 III群1.29。平均の線は代 表値だけを結ぶため、 SDや信頼区間による個 人差・推定精度が見えな い。原表と組み合わせて 判断する。

文献170：病変スコアの中央値 原資料のグラフと解説 第8週中央値はI群1.5、II 群0、III群1。中央値は分 布の中央を表す。II群の 中央値0は、全員の病変 が消失した意味ではない。 第8週のII群の範囲は0〜 3である。

文献170：臨床スコアの結果の解釈 原資料の観察 Thongprasomスコアは、白色線条だけなら軽く、赤い萎縮やびらん・潰瘍の面積が大きいほど重い0〜5点 の尺度である。原資料は数値を後続の平均・中央値のグラフにもしている。 表から確認できること 第8週平均はI群1.86、II群0.71、III群1.29。II群の値が最も低い一方、同時点の3群比較はP=0.073。 各群内でP<0.001という結果は、群間の上乗せ効果の証明とは別である。 補足解説 平均値の差には臨床的な関心があるが、少人数の推定は幅を持つ。非有意だから同等と決めるのも、数値 が最小だから優越と決めるのも避け、群間差と信頼区間を重視する。

文献170：VASの原表（列が分かりにくいので再作成） 原表：各群14人。右端は同時点の3群比較、下段は群内の経時比較。数値と記号は次頁で解説。

文献170：VASの数値（治療前〜第8週） 群と記号 I：外用薬のみ II：外用薬＋亜鉛 III：外用薬＋ビタミンD。末尾の大文字は原表の群内記号、小文字a/bは群間記号を表す。 時点 I 中央値（範囲） I 平均（SD） II 中央値（範囲） II 平均（SD） III 中央値（範囲） III 平均（SD） P値 η² 治療前 9 (5–10) A 8.79 (1.58) 9 (5–10) A 8.57 (1.79) 8 (3–10) A 7.86 (2.35) 0.530 0.044 1日目 8 (3–10) AB 8 (1.84) 8.5 (4–10) AB 8 (1.84) 8 (1–10) AB 6.93 (2.56) 0.417 0.058 2日目 8 (3–10) B 7.64 (1.91) 7 (4–10) BC 7.29 (1.77) 7 (1–10) B 6.57 (2.47) 0.421 0.047 3日目 7 (3–10) B 7.14 (1.99) 7 (3–9) C 6.64 (1.69) 6 (1–9) C 5.64 (2.41) 0.253 0.091 4日目 6.5 (3–10) C 6.71 (2.05) 7 (3–9) C 6.71 (1.73) 5 (1–9) C 5.43 (2.41) 0.256 0.084 5日目 6 (2–10) C 6.14 (2.35) 6 (3–8) D 5.69 (1.7) 5 (1–8) CD 4.79 (2.19) 0.322 0.073 6日目 5 (2–9) D 5.64 (2.53) 5.5 (3–7) D 5.36 (1.55) 4.5 (1–7) D 4.29 (2.09) 0.303 0.077 7日/第1週 5 (2–9) D 5.5 (2.71) 4.5 (3–7) E 4.93 (1.59) 5 (1–7) D 4 (2.18) 0.331 0.078 第2週 5 (2–9) D 5.79 (2.26) 4 (2–7) E 4.29 (1.59) 4.5 (0–6) D 3.71 (1.98) 0.073 0.176 第3週 5 (0–8) D,a 5 (2.25) 3 (0–6) F,b 2.93 (1.82) 3 (0–5) E,b 2.69 (2.06) 0.015* 0.218 第4週 4 (0–9) DE 4.71 (2.84) 2 (0–8) F 2.71 (2.4) 2 (0–5) E 2.21 (2.08) 0.055 0.172 第5週 5 (0–9) E 3.85 (3.08) 1.5 (0–5) FG 1.79 (1.85) 2 (0–5) EF 2.07 (2.02) 0.157 0.136 第6週 3.5 (0–9) E 3.64 (2.9) 1 (0–5) G 1.79 (1.85) 1 (0–5) F 1.71 (2.02) 0.138 0.140 第7週 1.5 (0–9) F 2.93 (3.25) 0 (0–5) G 1 (1.62) 0.5 (0–5) F 1.57 (2.06) 0.238 0.108 第8週 3.5 (0–9) E 3.36 (3.23) 0 (0–5) G 1.21 (2.12) 0 (0–5) F 1.51 (2.1) 0.067 0.131

文献170：VASの平均 原資料のグラフと解説 最初の1週間は日ごと、 その後は週ごとの測定。 時間間隔を反映した図で、 全群の痛みの軽減を確認 できる。第8週平均はI群 3.36、II群1.21、III群 1.51。SDは図示されてい ない。

文献170：VASの中央値 原資料のグラフと解説 第8週中央値はI群3.5、II ・III群0。平均と中央値 が異なることは、分布が 偏っている可能性や一部 の高値を考える手掛かり になる。範囲はI群0〜9、 II・III群0〜5であり、症 状が残る人もいる。

文献170：第3週P=0.015の意味 原資料の指摘 P=.015は3群全体の検定だが、第3週の小文字記号とDunn比較はI対II・I対IIIの有意差を示す。「どこに差があ るか示していない」という批判は訂正する。単発の有意差を確立した効果と扱うのはダメだ。 原表・方法を併せた読み方 P=0.015自体は3群全体の比較であり、これだけでは差のある組を特定できない。原著のDunnペア比較と 第3週の記号（I群a、II・III群b）は、I対IIおよびI対IIIの有意差を報告している。II対IIIの差が有意でない ことは同等性の証明ではないが、値は似ている。 補足解説 第4週P=0.055、第8週P=0.067。0.05をまたぐことだけで「3週には効き、4週には効かなくなった」と結 論できない。群間差の方向・大きさ・精度と、解析の事前計画を合わせて考える。

文献170：15時点の多重性 原資料の懸念 Kruskal–Wallis検定やFriedman検定の後にDunnのペア比較を行う記載はある。一方、VASの15時点全 体を通じた群間検定の多重性をどう制御したかは、明確に示されていない。 15時点全体の多重性制御が明確でない以上、第3週の単発の有意差を、確立した有効性の根拠にする のはダメだ。 補足解説 多数の検定では偶然の有意差が混じりやすい。Dunn比較を行ったことだけで、時点をまたぐ多重性まで処理 したとはいえない。主要時点・比較の事前規定と、経時データに対応した解析が必要である。

文献170：少人数の結果を読む際の要点 原資料のコメント 各群14人では、群間差の推定が一部の観測値に左右されやすい。群間の効果推定と信頼区間を十分示さず、 選ばれた有意差や群内改善から亜鉛の優越性を断言するのは、さすがに無理がある。 補足解説 少人数の試験では、効果の見逃しと効果量の不安定さの両方が問題になる。有意になった結果だけを選ぶ と、効果が大きく見える可能性もある。 結果の位置づけ グラフの方向性は検討価値を示すが、臨床的に重要な上乗せ効果が十分な確かさで示されたかは別の問い である。主要評価項目、比較時点、欠測、調整後の群間差と信頼区間まで必要になる。

注1：サンプルサイズ計算の不足情報 原資料の記載 Sample size calculation was based on the previous study by Suvarna et al. [30], It was determined using the following data: primary outcome as burning sensation using VAS, value for outcome (mean & SD): 1.45 ± 0.826. Statistical test used for calculation was Independent samples t-test, alpha level of significance 5%, and power 80 %. The calculated sample size was 12 subjects per group, and 20 % increase for anticipated missing data, making the final sample size 14 subjects per group, 42 subjects as total. 日本語訳（原著の報告） サンプルサイズの計算は、Suvarnaらの先行研究［30］に基づいて行った。計算には、主要アウトカムをVASで評価し た灼熱感とし、その値（平均値±標準偏差）として1.45±0.826を用いた。計算に用いた統計検定は独立2標本t検定で、 有意水準を5％、検出力を80％とした。算出されたサンプルサイズは各群12人であった。欠測データの発生を見込んで 20％増やし、最終的なサンプルサイズを各群14人、合計42人とした。 注：想定群間差・もう一群の分散・片側／両側などが不明で、計算を再現できない。12人の20%増は14.4人、20%脱 落後に12人確保するなら15人となる。原著は脱落なしと報告。

• https://pmc.ncbi.nlm.nih.gov/articles/PMC12128342/#CR30

注1：1.45 ± 0.826の出所 原資料の説明 引用元のSuvarnaらの論文(最初に解説した2群比較の研究)を確認しました。この値はTable 2にある、A群 (トリアムシノロン単独)の8回目受診時のVASでした。 8回目受診時 平均 SD A群(ステロイドのみ) 1.45 0.826 B群(亜鉛+ステロイド) 1.90 1.021 値の意味と差の向き 1.45±0.826は対照群の一時点の平均±SDであり、群間差でも初診からの変化量でもない。 Aboushoushaが検出したい差を何に設定したかは、報告から再現できない。第8回の単純な終点差B−Aは+0.45 点だが、初回平均もA7.60／B8.70と異なる。この終点差だけで亜鉛の無効・有害性も断定できない。 8回目受診と8週を同一視しない。

注1：効果量と必要人数の感度 仮定を置いた計算例 両側α=.05、検出力80%、等人数・等分散の独立2群t検定を仮定すると、12人／群から逆算したdは約1.20 。これは説明用の逆算であり、著者が実際に設定した効果量は不明である。 Suvarna第8回のプールSDは0.929。終点差の絶対値0.45を想定差とする例ではd=0.485、必要数は68人／ 群（脱落・多重比較調整前・AI調べ）。観察差を真の効果とみなした計算ではなく、仮定への感度を示す例 である。 各群14人では中小の差を検出しにくい可能性がある。ただし、この例だけで真の効果や本試験の精度を断定 するのはダメだ。

注1：さらに突っ込むと…、3群試験と2群の計算 原資料の指摘 3群試験でも、主要なペア比較を一つ事前指定すれば、2群の標本数計算を使う設計はあり得る。「3群 なのに2群計算だからダメ」ということではないが、問題は、主要比較・想定効果・多重性の扱いが十分 説明されず、設計を再現できないことだ。 補足解説 標本数設計は独立2群t検定、実際の群間解析はKruskal–Wallis検定とDunn比較。想定した分布・効果量 と解析方法との整合を説明する必要がある。 複数の主要比較を行う場合 I対II、I対IIIの両方を主要比較とするなら、例えばBonferroni法で各比較α=0.025とするなど、多重性を考 慮した計画が必要となる。一元配置分散分析を使う場合も、実際の仮説・解析に対応した前提を示す必要が ある。

文献171：RASと血清亜鉛濃度 書誌情報 171. Al-Maweri SA, Halboub E, Al-Sharani HM, et al. (2021). Association between serum zinc levels and recurrent aphthous stomatitis: a meta-analysis with trial sequential analysis. Clin Oral Investig 25:407–415. doi:10.1007/s00784-020-03704-8. 研究の対象 19件の症例対照研究、RAS症例1,079人、対照965人を統合したメタ解析。問いは、再発性アフタ 性口内炎（RAS）患者と健康な対照者で血清亜鉛濃度が異なるか、である。 OLP治療の研究との区別 RASはOLPとは別の疾患である。患者の亜鉛濃度が低いという関連から、亜鉛補充がOLPやRASを治療 すると直接結論することはできない。 公開抄録だけでは各研究の調整状況は確定できなかった。

総括：総説の、亜鉛に効果があるとする主張と根拠の距離 Suvarna 2020の結論： 「Oral zinc therapy was adjunctive in reducing the burning sensation and lesional size in the symptomatic OLP.」 Aboushousha 2025本文の結論： 「The superior efficacy of systemic zinc supplementation combined with topical corticosteroid application, in terms of pain reduction and clinical improvement, suggests its potential as an adjunct therapy for OLP management. Similarly, topical corticosteroid supplemented with vitamin D has comparable effect to topical corticosteroid alone on pain and clinical improvement in symptomatic OLP. 」 引用170はSRではなく、実際のSR164も有効性を確定できないとしている。亜鉛群に有利な数値や第3週の有意差はあるが 、多重性・推定の不安定さ・再現できない標本数設計が残る。結論文を引用しただけで「優越性が確立した」と扱うのはダ メだ。 亜鉛の確立した上乗せ効果を支持するには不十分。一方、「些細」「同等」と証明されたわけでもない。 ※アウトカム別の正式なGRADE評価は未実施。「確実性は非常に低い」との等級は付けない。