Page 76 - 《中国药房》2024年1期

续表2
PSM前 PSM后
参数 P P
“新四联”组（n＝361） 伊伐布雷定联合“新四联”组（n＝295） “新四联”组（n＝268） 伊伐布雷定联合“新四联”组（n＝268）
eGFR[M（Q 1，Q 3）]/ [mL/（min·1.73 m）] 88.70（67.10，106.70） 89.90（66.00，107.10） 0.96 87.40（65.20，106.30） 90.70（67.40，107.10） 0.39
2
血钾[M（Q 1，Q 3）]/（mmol/L） 3.90（3.67，4.16） 3.91（3.67，4.19） 0.49 3.94（3.69，4.21） 3.90（3.66，4.17） 0.37
血肌酐[M（Q 1，Q 3）]/（μmol/L） 78.00（65.00，97.00） 77.00（65.00，98.00） 0.99 80.00（66.30，99.00） 77.00（65.00，96.00） 0.33
尿酸[M（Q 1，Q 3）]/（mmol/L） 416.00（329.00，504.00） 414.00（332.50，501.50） 0.71 425.00（330.00，513.50） 405.5（334.80，517.00） 0.54
伴发疾病[例（%）]
房颤 124（34.35） 82（27.80） 0.07 74（27.61） 81（30.22） 0.51
高血压 221（61.22） 189（64.07） 0.45 170（63.43） 170（63.43） 1.00
糖尿病 148（41.10） 130（44.07） 0.43 112（41.79） 114（42.54） 0.86
慢性阻塞性肺疾病 6（1.66） 5（1.69） 0.97 4（1.49） 5（1.87） 0.74
冠心病 157（43.49） 155（52.54） 0.02 137（51.12） 133（49.63） 0.73
心脏瓣膜病 96（26.59） 72（24.41） 0.52 70（26.12） 66（24.63） 0.69
出院带药[例（%）]
利尿剂 255（70.64） 186（63.05） 0.04 178（66.42） 175（65.30） 0.79
CCB 30（8.31） 23（7.80） 0.81 23（8.58） 22（8.21） 0.88
地高辛 43（11.91） 23（7.80） 0.08 22（8.21） 22（8.21） 1.00
维立西呱 8（2.22） 12（4.07） 0.17 8（2.99） 7（2.61） 0.79
心衰相关治疗[例（%）]
CRT 13（3.60） 14（4.75） 0.46 8（2.99） 11（4.10） 0.48
ICD 24（6.65） 12（4.07） 0.15 16（5.97） 12（4.48） 0.44

表3 两组患者结局指标比较[n＝268，例（%%）] 表4 Markov模型相关参数值及分布情况
结局指标 “新四联”组 伊伐布雷定联合“新四联”组 总计 参数 数值 范围 参数分布 数据来源
心血管死亡和心衰恶化再住院的复合事件 67（25.00） 48（17.91） 115（21.46） 伊伐布雷定联合“新四联”组的月转移概率
心衰恶化再住院 59（22.01） 40（14.93） 99（18.47） 稳定心衰到住院 0.039 6 0.035 7～0.043 6 Beta分布 本研究计算所得
全因再住院 75（27.99） 56（20.90） 131（24.44） 稳定心衰到心血管死亡 0.007 6 0.006 8～0.008 3 Beta分布 本研究计算所得
心血管死亡 28（10.45） 24（8.96） 52（9.70） 住院到心血管死亡 0.015 3 0.013 7～0.016 8 Beta分布 本研究计算所得
全因死亡 37（13.81） 29（10.82） 66（12.31） “新四联”组的月转移概率
稳定心衰到住院 0.060 3 0.054 2～0.066 3 Beta分布 本研究计算所得
2.2 药物经济学评价结果 稳定心衰到心血管死亡 0.007 6 0.006 8～0.008 3 Beta分布 本研究计算所得
2.2.1 Markov模型参数 住院到心血管死亡 0.019 2 0.017 3～0.021 1 Beta分布 本研究计算所得
各年龄段非心血管死亡的转移概率
根据“2.1”项下真实世界队列研究结果，纳入模型研
60～64岁 0.001 2 文献[13]
究对象的初始年龄为62岁，因此，本模型的模拟时限设 65～69岁 0.001 9 文献[13]
定为 20 年，循环周期设置为 3 个月，假设所有患者进入 70～74岁 0.003 0 文献[13]
75～79岁 0.004 8 文献[13]
模型的初始状态都为稳定状态。各健康状态之间转移 ≥80岁 0.007 1 文献[13]
概率、治疗成本、效用值及贴现等模型参数见表4。 健康效用值
2.2.2 成本-效用分析结果 稳定状态 0.871 0.783～0.959 Beta分布 文献[10]
住院状态 0.215 0.042～0.388 Beta分布 文献[10]
本研究经过对成本和健康效用值进行5%的贴现和 死亡状态 0
半循环校正后，得到Markov模型的成本-效用分析结果， 成本（单周期）/元
“新四联”治疗费用 796.28 637.02～955.54 Gamma分布 江苏省阳光采购平台
详见表 5。由表 5 可知，伊伐布雷定联合“新四联”方案
伊伐布雷定治疗费用 910.13 728.10～1 092.16 Gamma分布 江苏省阳光采购平台
相对于“新四联”方案的ICER为165 065.54元/QALY，低 心衰恶化单次住院费用 9 792.30 7 883.84～11 750.76 Gamma分布 文献[9]
于本研究的 WTP 阈值（257 094 元/QALY），表明伊伐布 贴现率（每年）/% 5 0～8 文献[14]
雷定联合“新四联”方案治疗CHF具有经济性。
表5 成本-效用分析结果
2.2.3 单因素敏感性分析结果
方案 成本/元 增量成本/元 效用/QALYs 增量效用/QALYs ICER/（元/QALY）
单因素敏感性分析结果显示，贴现率对模型稳健性 “新四联” 51 339.79 27 231.21 11.78 0.17 165 065.54
的影响最大，随后是“新四联”组住院到死亡状态的转移 伊伐布雷定联合“新四联” 78 571.00 11.95
概率、稳定状态效用值等，而“新四联”治疗费用、两组稳 元/QALY 时，“新四联”方案更具有经济性，而此后随着
定到死亡状态的转移概率等对模型的影响较小。但无 WTP阈值的升高，伊伐布雷定联合“新四联”方案具有经
论各参数在其范围内如何变动，ICER 始终维持在 WTP 济性的概率逐渐增大，详见图 3。当采用 3 倍我国 2022
阈值之下，表明基础分析结果稳健，详见图2。 年人均GDP（257 094元/QALY）作为WTP阈值时，成本-
2.2.4 概率敏感性分析结果 效果平面散点图显示该联合方案具有经济性的概率为
成本-效果可接受曲线显示，当WTP阈值小于174 685 59.50%，详见图4。

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