明日から読めるメタ・アナリシス

明日から読めるメタ・アナリシス:
⾏動療法研究に求められる統計学
奥村泰之
一般財団法人医療経済研究・社会保険福祉協会
医療経済研究機構研究部研究員
日本認知・⾏動療法学会第40回大会
2014/11/1 (土) 13:30~16:30
富山国際会議場特別会議室

ファシリテーター
兼子唯(早稲田大学)
横光健吾(たばこ総合研究センター)
国⾥愛彦(専修大学)
土屋政雄(労働安全衛生総合研究所)
⽵林由武(統計数理研究所)
土井理美(北海道医療大学)
馬ノ段梨乃(京都産業メンタルヘルスセンター)
2

研修会の狙い
到達目標
無作為化比較試験のメタ・アナリシスを読む
能⼒を養う
個別目標
1. 無作為化比較試験の要点を理解できる
2. メタ・アナリシスの批判的吟味の要点を理解
できる
3. 無作為化比較試験のメタ・アナリシスを検
索・⼊⼿できる
3

無作為化比較試験の要点の理解
 RCTの3類型と研究疑問の定式化
 バイアスへのリスクの評価
 アウトカムの評価指標(質的変数)
 アウトカムの評価指標(量的変数)
4

無作為化比較試験(RCT) の型
5
アウトカム測定
実験群対照群
無作為化
症例登録
現在未来

3種類のRCT，実験的介⼊の優越性
6
0
優越性試験
E is better C is better
Lesaffre E: Bull NYU Hosp Jt Dis. 2008;66(2):150-4.
「優れている」
と判断する限界値

3種類のRCT，実験的介⼊の非劣性
7
0
非劣性試験
「劣っていない」

3種類のRCT，実験的介⼊の同等性
8
0
同等性試験
「同等である」

研究疑問の定式化(PICO-T)
Patients...患者
Intervention...介⼊
Comparison...比較対照
Outcome...アウトカム
Time...時間
中川敦夫: 臨床研究の歴史、意義、研究の定式化(2012年度版). (http://www.icrweb.jp/) 9

研究疑問の定式化の事例
P : 12~18歳の慢性疲労症候群の患者を対象に，
I : インターネット⽀援型認知⾏動療法を受けた人は，
C : 通常の理学療法⼠による介⼊を受けた人と比べて，
O : 過去12日間における授業の完全出席率が高いか
T : 治療開始6か月時点
10
Nijhof SL et al: Lancet. 2012 Apr 14;379(9824):1412-8.

14

バイアス(真実からの乖離) へのリスク
15
バイアスの種類判断基準
選択バイアス乱数生成
割り付けの隠蔽化
実⾏バイアス患者と治療者の盲検化
検出バイアス評価者の盲検化
欠測バイアスアウトカム測定の完全性
報告バイアス事前設定したアウトカム報告
Chapter 8: Assessing risk of bias in included studies (http://www.cochrane.org/handbook)

選択バイアスによる過大評価，乱数生成
の不備11%，割り付けの隠蔽化の不備7%
vs. 不不 (112試試) 0.89 (0.82,0.96)
0.93 (0.87,0.99)
0.8 0.9 1.0 1.1 1.2
Ratio of Odds Ratio
乱乱乱乱: 不不不/不不 (832試試)
隠隠隠: 不不不/不不 (916試試)
vs. 不不 (376試試)
Savović J et al: Ann Intern Med. 2012 Sep 18;157(6):429-38. 16

バイアスへのリスクの評価法
Chapter 8: Assessing risk of bias in included studies (http://www.cochrane.org/handbook) 17

乱数生成の評価基準例
‘High risk’ of bias
 介⼊の利⽤可能性により割り付け(allocated by availability of the
intervention)
 患者の好みにより割り付け(allocation by preference of the participants)
‘Low risk’ of bias
 コンピュータによる乱数生成(using a computer random number generator)
 最小化法の使⽤(using minimization methods)
‘Unclear risk’ of bias
 無作為に割り付け
(patients were randomly allocated)
Chapter 8: Assessing risk of bias in included studies (http://www.cochrane.org/handbook) 18

割り付けの隠蔽化の評価基準例
19
 封印されていない封筒の利⽤(assignment envelopes were used without
appropriate safeguards)
 公開された割り付け予定乱数の利⽤(using an open random allocation
schedule)
 中央登録⽅式の利⽤(using a method of central allocation)
 不透明の封印された連続番号の封筒の利⽤(using a method of
sequentially numbered, opaque, sealed envelopes)
 無作為に割り付け
(patients were randomly allocated)

治療者と患者の盲検化の評価基準例
20
 治療者と患者の盲検化を試みたが，失敗している可能性がある(blinding
of key study participants and personnel attempted, but likely that the
blinding could have been broken)
 治療者と患者の盲検化は確実である(blinding of participants and key
study personnel ensured)
 判断するための十分な記載がない

評価者の盲検化の評価基準例
 評価者の盲検化を⾏っておらず，盲検化の有無が測定結果に影響する可能
性がある(no blinding of outcome assessment, and the outcome
measurement is likely to be influenced by lack of blinding)
 評価者の盲検化を確かに⾏っている(blinding of outcome assessment
ensured, and unlikely that the blinding could have been broken)
21

アウトカム測定の完全性の評価基準例
22
 欠測の理由が，真のアウトカムの値と関連する(reason for missing
outcome data likely to be related to true outcome)
 不適切な単一代⼊法を利⽤する(potentially inappropriate application of
simple imputation)
 アウトカム測定に欠測がない(no missing outcome data)

事前設定したアウトカム報告の評価基準例
 一つ以上の主要評価項目が事前に設定されていない(one or more
reported primary outcomes were not pre-specified)
 研究計画書が⼊⼿可能であり，すべての評価項目は事前設定と一致してい
る(the study protocol is available and all of the pre-specified (primary and
secondary) have been reported in the pre-specified way)
23

25

アウトカムの評価指標
アウトカムの種類
要素質的
(2水準)
量的
群ごとの評価指標イベント発生率
(リスク)
平均値
標準偏差
群間差の評価指標リスク比
オッズ比
リスク差
必要治療症例数
(NNT)
平均値差
標準化平均値差
Higgins JPT, Green S: Cochrance handbook for systematic reviews of interventions. Wiley-Blackwell. 2008 26

アウトカム，質的変数の事例
 12~18歳の慢性疲労症候群におけるインターネッ
ト⽀援型認知⾏動療法による授業出席への効果
 アウトカム: 6か月時点の過去12日間における授業の完全出
席の有無(欠席率10％以下)
 介⼊と対照: 認知⾏動療法群67名vs. 通常診療群64名
27
授業の完全出席
要素ありなし
インターネット支援
50 (75%) 17 (25%)
型認知⾏動療法
通常診療10 (16%) 54 (84%)

群ごとの評価指標，イベント発生率
28
統計量リスク(risk) オッズ(odds)
計算式
イベント発生数
得点範囲0〜1 0〜∞
事例50/67 = 0.75 50/17 = 2.94
解釈100人中75名が授業
完全出席
イベント発生数
授業の完全出席3名に
つき不完全出席1名
標本サイズ
イベント未発生数

群間の評価指標，リスク比
29
統計量リスク比(Risk ratio/Relative risk: RR)
計算式
RR = 実験群のイベント発生率
対照群のイベント発生率
得点範囲0〜1〜∞ (1=「群間差なし」)
解釈① <1: 実験群のイベント発生率は，対照群のRR
=1: 両群で差がない
>1: 実験群のイベント発生率は，対照群のRR倍
解釈② 介⼊によりイベント発生率が100×(RR－1)%増加
介⼊によりイベント発生率が100×(1－RR)%減少

リスク比の計算と解釈例
30
事例完全出席のリスク不完全出席のリスク
RR (50/67)/(10/64) = 0.75/0.16
= 4.78
(17/67)/(54/64) = 0.25/0.84
= 0.30
解釈① 授業の完全出席率は，認知
⾏動療法群の⽅が，通常診
療群よりも4.78倍高かった
(0.16*4.78=0.75)
授業の不完全出席率は，認知
⾏動療法群は，通常診療群の
3/10であった
(0.84*0.30=0.25)
解釈② 認知⾏動療法により，授業
完全出席率が378%増加
(0.16*3.78+0.16=0.75)
認知⾏動療法により，授業の
不完全出席率が70%減少
(0.84－0.84*0.70=0.25)
対称性1/RR = 1/4.78 ≠ 0.30 1/RR = 1/0.30 ≠ 4.78

群間の評価指標，オッズ比
31
統計量オッズ比(Odds Ratio: OR)
計算式
OR = 実験群のオッズ
対照群のオッズ
得点範囲0〜1〜∞ (1=「群間差なし」)
解釈① <1: 実験群のイベント発生オッズは，対照群のOR
>1: 実験群のイベント発生オッズは，対照群のOR倍
解釈② 介⼊によりイベント発生オッズが100×(OR－1)%増加
介⼊によりイベント発生オッズが100×(1－OR)%減少

オッズ比の計算と解釈例
32
事例完全出席のオッズ不完全出席のオッズ
OR (50/17)/(10/54) = 2.94/0.19
= 15.88
(17/50)/(54/10) = 0.34/5.40
=0.06
解釈① 授業の完全出席のオッズは，
認知⾏動療法群の⽅が，通
常診療群よりも15.88倍高
かった(0.19*15.88=2.94)
授業の不完全出席のオッズは，
認知⾏動療法群は，通常診療
群の6/100であった
(5.40*0.06=0.34)
解釈② 認知⾏動療法により，授業
完全出席のオッズが1488%
増加
(0.19*14.88+0.19=2.94)
認知⾏動療法により，授業の
不完全出席のオッズが94%減
少
(5.54－5.54*0.94=0.34)
対称性1/OR = 1/15.88 = 0.06 1/OR = 1/0.06 = 15.88

群間の評価指標，リスク差
33
統計量リスク差(Risk Difference: RD)
計算式
RD =実験群のイベント発生率−
対照群のイベント発生率
得点範囲－1〜0〜＋1 (各群の発生率に依存)
解釈① <0: 実験群のリスクは，対照群よりRD*100%低い
>0: 実験群のリスクは，対照群よりRD*100%高い
解釈② 特定期間に1人多くイベント発生/発生防止することを
期待するには，比較対照の介⼊よりも実験的介⼊によ
りNNT=[1／|RD|]人を治療する必要がある

リスク差の計算と解釈例
34
事例完全出席のリスク不完全出席のリスク
RD (50/67)－(10/64) = 0.75－
0.16 = 0.59
(17/67)－(54/64) = 0.25－0.84
= －0.59
解釈① 授業の完全出席率は，認知
⾏動療法群の⽅が，通常診
療群よりも59%高かった
(0.59*100=59)
授業の不完全出席のオッズは，
認知⾏動療法群は，通常診療
群よりもの59%低かった
(－0.59*100=－59)
解釈② 認知⾏動療法により1.7人治
療して(1/|0.59|=1.7)，6か
月後に1人多く完全出席さ
せられる
認知⾏動療法により1.7人治療
して(1/|－0.59|=1.7)，6か月後
に1人多く不完全出席を防止で
きる

リスク比，オッズ比，リスク差の違い
35
指標一貫性数学的性質解釈可能性
リスク比○ × ○
オッズ比○ ◎ ×
リスク差× × ◎
 推奨1．イベント定義に注意してリスク比/オッズ比
 推奨2．評価指標により結論が変化しないか感度分析
Higgins JPT, Green S: Cochrance handbook for systematic reviews of interventions. Wiley-Blackwell. 2008

信頼区間の定義と解釈
定義
⺟数が存在していると思われる区間
95%信頼区間(95% Confidence Interval)
⺟集団から無作為抽出をして，⺟数に関する
95%信頼区間を求める研究を無限回⾏ったとし
たら，その複数の信頼区間のうち95%は⺟数を
含む範囲
信頼区間の幅
標本サイズが増えると幅が狭くなり精度が向上
36

信頼区間のイメージ(N = 131)
0 20 40 60 80 100
37
2 4 6 8 10
母母母ににににににに比 = 4.7
繰り返し
ににに比

信頼区間のイメージ(N = 786)
0 20 40 60 80 100
38
2 4 6 8 10
母母母ににににににに比 = 4.7
繰り返し
ににに比

39

アウトカム，量的変数の事例
40
 12~18歳の慢性疲労症候群におけるインターネッ
ト⽀援型認知⾏動療法による慢性疲労への効果
 アウトカム: 6か月時点の慢性疲労の質問紙(Checklist
Individual Strength-20) の重症度
 介⼊と対照: 認知⾏動療法群67名vs. 通常診療群64名
アウトカムインターネット支
援型認知⾏動療法
通常診療
疲労の重症度(8~56点),
平均値(標準偏差)
24.0 (13.4) 42.3 (13.1)

群間の評価指標，平均値差
統計量平均値差(Mean Difference: MD)
計算式
得点範囲尺度の得点可能範囲に依存
解釈<0: 実験群のアウトカムの平均値は，対照群よりMD低い
>0: 実験群のアウトカムの平均値は，対照群よりMD高い
41
MD =実験群の平均値−対照群の平均値

群間の評価指標，標準化平均値差
統計量標準化平均値差(Standardized Mean Difference: SMD)
計算式
実験群の平均値対照群の平均値
( 1 ) ( 1
)
1 3
n − sd + n −
sd


得点範囲ー∞〜0〜＋∞
解釈① <0: 実験群の評価項目の平均値は，対照群よりSMD*sdpool低い
>0: 実験群の評価項目の平均値は，対照群よりSMD*sdpool高い
42
解釈②
(慣例)
=0.2: 小さな差
=0.5: 中程度の差
=0.8: 大きな差
2
4 9
2 2
−
=


−
= − −
N
sd
sd N
SMD
pool
pool
実験群実験群対照群対照群

標準化平均値差の別称
43
Hedges’ g
Cohen’s d
Effect size
注) 研究者によって呼称(＋式) に混乱がみられる。
コクラン共同計画が採⽤する標準化平均値差の定
義式は，Hedgesの不偏推定量である。

平均値差と標準化平均値差の計算と解釈例
44
事例平均値差標準化平均値差
計算MD = 24.0－42.3
= －18.3
SMD = －18.3/13.3*1
= －1.4
sdpool = 13.3
解釈認知⾏動療法群の慢性疲
労の重症度の平均値は，
通常診療群より18.3点低
い
認知⾏動療法群の慢性疲労の重
症度の平均値は，通常診療群よ
り1.4標準偏差(18.3=1.4*13.3)
低い

平均値差と標準化平均値差の違い
45
指標尺度不変解釈可能性研究間の測定の
信頼性の相違
研究間の
集団の相違
平均値差× ○ ○ ×
標準化平均値差○ × × ×
 推奨1．研究間で同一の尺度であれば平均値差
 推奨2．研究間で異なる尺度であれば標準化平均値差

メタ・アナリシスの要点の理解
 特徴
 構造化抄録の理解
 ⽅法の評価基準
 結果の評価基準
46

系統的展望
Systematic Review
メタ・アナリシス
Meta-analysis
全体像
47
5. 文献検索
1. 研究疑問の定式化6. 標題と要旨の選別
2. 適格基準の定義7. 適格基準の評価
3. 異質性の事前仮説8. バイアスの評価
4. 研究計画の公開9. データの抽出
10. データの統合
Murad MH et al: JAMA. 2014 Jul;312(2):171-9
Liberati A et al: PLoS Med. 2009 Jul 21;6(7):e1000100

臨床家に系統的展望(+ メタ・アナリシス) が
必要な理由
個々のRCTは，代表性が低い
複数のRCTを収集・評価する時間がない
個々のRCTより標本サイズが大きいため，研
究成果を患者に当てはめる自信が増す
個々のRCTの結果のバラツキの理由がわかる
Murad MH et al: JAMA. 2014 Jul;312(2):171-9 48

基本形と派生モデル
49
特徴分析単位比較
(通常の) メタ・アナリシス研究2群
個別患者データの
メタ・アナリシス患者2群
ネットワーク・
メタ・アナリシス研究多群

事例，メタ・アナリシス，うつ病へのコンピ
ュータCBT，⻑期予後の効果は認められず
50
治療後⻑期予後
So M et al: BMC Psychiatry. 2013 Apr 15;13:113

事例，個別患者データ，うつ病への低強度
介⼊，介⼊前の重症度が高いほど有効
51
介⼊前の重症度
治療後の重症度
Bower P et al: BMJ. 2013 Feb 26;346:f540.

事例，ネットワーク，うつ病への⼼理療法，
7つの技法間の差は小さい(SMD: 0.01~0.30)
52
SUP DYN SST PST CBT BA
SUP
DYN -0.10
SST -0.01 0.09
PST -0.12 -0.02 -0.11
CBT -0.16 -0.06 -0.15 -0.04
BA -0.18 -0.08 -0.17 -0.06 -0.02
IPT -0.30 -0.19 -0.29 -0.18 -0.14 -0.12
SUP = ⽀持的精神療法，DYN =⼒動的精神療法; SST = 生活技能訓練; PST = 問題解決療法;
CBT = 認知⾏動療法; BA = ⾏動活性化法; IPT = 対人関係療法
Barth J: PLoS Med. 2013;10(5):e1001454.

 特徴
53

⼿始め，標題
系統的展望/メタ・アナリシス/両⽅
54
Liberati A et al: PLoS Med. 2009 Jul 21;6(7):e1000100
Fjorback LO et al: Acta Psychiatr Scand. 2011 Aug;124(2):102-19
Strauss C et al: PLoS One. 2014 Apr 24;9(4):e96110
Goyal M et al: JAMA Intern Med. 2014 Mar;174(3):357-68

⼿始め，要旨，背景
 A previous Cochrane review (James 2005) showed that cognitive
behavioural therapy (CBT) was effective in treating childhood anxiety
disorders; however, questions remain regarding (1) the relative efficacy of
CBT versus non-CBT active treatments; (2) the relative efficacy of CBT
versus medication and the combination of CBT and medication versus
placebo; and (3) the long-term effects of CBT.
James AC et al: Cochrane Database Syst Rev. 2013 Jun 3;6:CD004690 55

⼿始め，要旨，目的
 To examine (1) whether CBT is an effective treatment for childhood and
adolescent anxiety disorders in comparison with (a) wait-list controls; (b)
active non-CBT treatments (i.e. psychological placebo, bibliotherapy and
treatment as usual (TAU)); and (c) medication and the combination of
medication and CBT versus placebo; and (2) the long-term effects of CBT.

⼿始め，要旨，データ源と適格基準
データ源
 Searches for this review included the Cochrane Central Register of
Controlled Trials (CENTRAL) and the Cochrane Depression, Anxiety and
Neurosis Group Register, which consists of relevant randomised controlled
trials from the bibliographic databases－The Cochrane Library (1970 to
July 2012), EMBASE, (1970 to July 2012) MEDLINE (1970 to July 2012) and
PsycINFO (1970 to July 2012).
適格基準
 All randomised controlled trials (RCTs) of CBT versus waiting list, active
control conditions, TAU or medication were reviewed. All participants must
have met the criteria of the Diagnostic and Statistical Manual (DSM) or the
International Classification of Diseases (ICD) for an anxiety diagnosis,
excluding simple phobia, obsessive-compulsive disorder, post-traumatic
stress disorder and elective mutism.

⼿始め，要旨，研究評価と統合⽅法
 The methodological quality of included trials was assessed by three
reviewers independently. For the dichotomous outcome of remission of
anxiety diagnosis, the odds ratio (OR) with 95% confidence interval (CI)
based on the random-effects model, with pooling of data via the inverse
variance method of weighting, was used. Significance was set at P < 0.05.
Continuous data on each child's anxiety symptoms were pooled using the
standardised mean difference (SMD).

⼿始め，要旨，結果
①ｰ(a) CBT vs Waiting list
 Forty-one studies consisting of 1806 participants were included in the
analyses. The studies involved children and adolescents with anxiety of
mild to moderate severity in university and community clinics and school
settings. For the primary outcome of remission of any anxiety diagnosis for
CBT versus waiting list controls, intention-to-treat (ITT) analyses with 26
studies and 1350 participants showed an OR of 0.13 (95% CI 0.09 to 0.19, Z
= 10.26, P < 0.0001), but with evidence of moderate heterogeneity (P =
0.04, I² = 33%). The number needed to treat (NNT) was 6.0 (95% CI 7.5 to
4.6). No difference in outcome was noted between individual, group and
family/parental formats.

⼿始め，要旨，結果
①ｰ(b) CBT vs active non-CBT
 ITT analyses revealed that CBT was no more effective than non-CBT active
control treatments (six studies, 426 participants) or TAU in
reducing anxiety diagnoses (two studies, 88 participants).
(2) long-term effect
 The few controlled follow-up studies (n = 4) indicate that treatment gains
in the remission of anxiety diagnosis are not statistically significant.

⼿始め，要旨，結論
 Cognitive behavioural therapy is an effective treatment for childhood and
adolescent anxiety disorders; however, the evidence suggesting that CBT is
more effective than active controls or TAU or medication at follow-up, is
limited and inconclusive.

 特徴
63

メタ・アナリシス，⽅法の評価基準
研究疑問は理にかなっているか︖
包括的に文献検索しているか︖
研究選択と評価に再現性があるか︖
解釈可能性のある評価指標を使ってるか︖
統合した結果の信頼性を評価しているか︖

研究疑問は理にかなっているか︖
65
疑問患者介入アウト
カム
① がん治療死亡
② 前⽴腺がん化学療法死亡
③ 去勢抵抗性前⽴腺がんドセタキセル死亡
④ 転移性去勢抵抗性
前⽴腺がん
ドセタキセル死亡
焦点化
 「患者」「介⼊」「アウトカム」の定義が研
究間で広がりのある中，その介⼊の効果が等
しいと思えるか︖

事例，研究疑問の評価
P...19歳未満の全般性不安障害/社交不安障害/パ
ニック障害(PTSD/強迫性障害は除外)
I...認知⾏動療法(集団療法や家族への介⼊も含む)
O...不安障害の寛解(ADIS-P/ADIS-C/
DISCAP/CGI-I)
 疾病間に相違はないか︖
 集団認知⾏動療法を含めて良いか︖
 臨床全般印象改善度(CGI-I) を含めて良いか︖
66
James AC et al: Cochrane Database Syst Rev. 2013 Jun 3;6:CD004690

包括的に文献検索しているか︖
基準
①文献データベースを複数利⽤
(例: MEDLINE/EMBASE/Cochrane Central Register of
Controlled Trials)
②追加検索を実施
(例: 臨床試験登録/引⽤文献/学会発表/専門家への聴取/
製薬会社や規制当局データベースの検索)

事例，包括的文献検索の評価
文献データベースを複数利⽤
 We identified all studies that might describe RCTs of CBT for anxiety
disorders in children and adolescents from the Depression, Anxiety and
Neurosis Cochrane Review Group Trials Registers (CCDANCTR) (most
recent search, 01/05/2012). ...(中略)... Reports of trials for inclusion in the
Group’s registers are collated from routine (weekly), generic searches of
MEDLINE (1950-), EMBASE (1974-) and PsycINFO (1967-), from quarterly
searches of the Cochrane Central Register of Controlled Trials (CENTRAL)
and from review-specific searches of additional databases.
追加検索を実施
 The WHO Trials portal (ICTRP) and ClinicalTrials.gov were also searched to
identify additional unpublished and/or ongoing studies.

研究選択と評価に再現性があるか︖
基準
①2人以上でレビューし，恣意性の⼊る部分を独⽴評価
(例: 研究選択/バイアスへのリスクの評価/データの抽出)
②評定者一致の指標を報告(例: κ係数)

事例，再現性の評価
独⽴評価(研究選択)
 All citations identified by searching were separately inspected by four
reviewers (ACJ, FAC, GJ and AS) to ensure reliability. All articles that
possibly met our inclusion criteria were obtained so that the full text could
be independently assessed as to whether they met review criteria. Authors
were not blinded to the names of authors, institutions, journals of
publication and results, when they applied the inclusion criteria. Any
disagreement on the eligibility of a study was discussed with the other
review authors, and, where necessary, the authors of the studies were
contacted for further information.
独⽴評価(バイアスへのリスクの評価)
 For each included study, three review authors (ACJ, FAC and GJ)
independently assessed risk of bias... (後略)

事例，再現性の評価
独⽴評価(データの抽出)
 Data extraction forms were developed a priori and included information
regarding study methods, participant details, treatment details and
adherence to treatment protocol and outcome measures. Data were
extracted and assessed by FAC, GJ and ACJ independently. Consensus was
reached through discussion. In cases of disagreement, the other review
authors were consulted.
評定者一致の指標
記載なし
71
 厳密な独⽴評価
 評定者一致の指標はないが，合意形成で代替

解釈可能性のある指標を使っているか︖
アウトカムの種類
要素質的
(2水準)
量的
群間差の評価指標リスク比
オッズ比
リスク差
必要治療症例数
(NNT)
平均値差
標準化平均値差
 意思決定には，リスク差や平均値差が有⽤

事例，解釈可能性の評価
必要治療症例数(NNT) の利⽤
 The review used ORs and 95% CIs based on the random-effects model,
with pooling of data via the inverse variance method of weighting.
Significance was set at P < 0.05. Where available, data from an interview
with the child or adolescent were used; otherwise data from interviews
with the parents were used. Where both endpoint and change data were
available for the same outcome, the endpoint was presented. The number
needed to treat (NNT) with 95% CIs was calculated (STATA 2009). For each
comparison, a summary statistic of all those responding to treatment was
calculated as a percentage of the total number of participants.

統合した結果の信頼性を評価しているか︖
基準
①バイアスへのリスクを評価
②研究間の異質性の評価
(例: コクランＱ検定[χ2検定]/I2統計量)

事例，統合した結果の信頼性の評価
バイアスへのリスクの評価
 For each included study, three review authors (ACJ, FAC and GJ)
independently assessed risk of bias using the seven domains set out below
from the Cochrane Handbook for Systematic Reviews of Interventions
(Higgins 2011), with ratings of ’low risk’, ’high risk’ and ’unclear risk’: (後略)
研究間の異質性の評価
 The Chi2 test and the I2 statistic were used to assess statistical
heterogeneity for all analyses and between groups. Significance was set at
P < 0.1. The Cochrane Handbook for Systematic Reviews of Interventions
(Higgins 2011) recommends using a range for I2 and a guide to
interpretation. For this review, if either moderate heterogeneity (I2 in the
range of 30% to 60%) or substantial heterogeneity (I2 in the range of 50%
to 90%) was found, subgroup and sensitivity analyses were used, with
meta-regression analyses (STATA 2009).

研究間の異質性の評価法
76
評価法判断
コクランQ検定小さいp値→異質性
I2統計量0~40%→重要でない異質性
30~60%→中程度の異質性
50~90%→相当な異質性
75%~100%→重大な異質性

 特徴
78

メタ・アナリシス，結果の評価基準
バイアスへのリスクは深刻か︖
個々の研究結果は一貫しているか︖
信頼区間は狭いか︖
研究結果を自分の患者に使えるか︖
報告バイアスの問題に注意しているか︖

バイアスへのリスクは深刻か︖
基準
①個々の研究のバイアスへのリスクの評価
(例: 一覧表)
②研究全体のバイアスへのリスクの評価
(例: 感度分析として，バイアスへのリスクが高い研究を
除外)

事例，バイアスへのリスクの評価
81
個々の研究のバイアスへのリスクの
評価結果と判断根拠

評価結果の集約

研究全体のバイアスへのリスクの評価
 (⽅法) Those studies judged to be at high risk of bias for selection bias
were excluded from the main analysis.
 (結果) A sensitivity analysis (not shown) for those studies reporting clear
processes of randomisation showed similar direction of results as the main
analysis with all studies included, with CBT being effective versus W/L
controls for the remission of anxiety diagnoses (OR 0.1, 95% CI 0.05 to
0.18, Z = 7.48, P < 0.00001).

個々の研究結果は一貫しているか︖
基準
①フォレストプロットの確認
(例: 点推定値の「差」と信頼区間の「重なり」)
②研究間の異質性の評価結果
(例: コクランＱ検定/I2統計量)
③異質性の説明要因の検討
(例: サブグループ分析/メタ回帰分析)

事例，フォレストプロットの確認
85
26研究(1350名) の
統合結果(CBT vs Waiting List)

事例，フォレストプロットの確認
個々の研究の
オッズ比と信頼区間
統合した
オッズ比と信頼区間

事例，研究間の異質性の評価結果
異質性の評価結果
The standard mean difference (SMD) was
0.98 with significant heterogeneity

事例，異質性の説明要因の検討
個人療法の結果

集団療法の結果

家族介⼊の結果

信頼できるサブグループ分析
サブグループ間の効果の相違の⽅向性につい
て，最小限の仮説を事前に設定している
サブグループ間の効果が異なる(交互作⽤)
交互作⽤は，メタ・アナリシス*ではなく，
個々の研究から⽀持される
＊個別患者データのメタ・アナリシスは例外
結果は，生物学的説明と整合性がある
交互作⽤に再現性がある(先⾏研究)
Sun X et al: JAMA. 2014 Jan 22-29;311(4):405-11. 91

信頼区間は狭いか︖
92
基準
①上側と下側の信頼限界の解釈の同等性の評価
(同等であればエビデンスは正確と評価)
 本質的に，主観的判断を伴う

事例，信頼区間の狭さの評価
 The number needed to treat (NNT) using conservative ITT data is 6.0 (95%
CI 7.5 to 4.6), which means that for one additional participant to attain
remission from anxiety disorder using CBT, one needs to treat six
participants. In terms of medical and psychological treatments, this is an
acceptable finding (Laupacis 1988), allowing one to recommend CBT in
clinical practice.
 5名(NNT=4.6) と8名(NNT = 7.5) は，実質的な
差がないと判断
93

研究結果を自分の患者に使えるか︖
基準
①患者の同等性の評価
(例: 臨床は高齢者vs. 研究は高齢者除外)
②介⼊の同等性の評価
(例: 臨床は実薬間の比較vs. 研究は実薬とプラセボ比較)
③アウトカムの同等性の評価
(例: 臨床は⼼⾎管疾患イベントvs. 研究はHbA1c)
 臨床と研究の差が大きいと，間接的なエビデン
スとみなされる
94

報告バイアスの問題に注意しているか︖
 本質的な解決策は，統計⼿法ではなく，臨床試
験登録の義務化と網羅的検索
95
基準
①出版バイアスの評価
(例: ファンネルプロット/Egger検定)
②未公表の研究の検索
(例: 臨床試験登録)

事例，報告バイアスの評価
統合したオッズ比(点線) を中⼼に，
オッズ比が対照に分布していると出版
バイアスがないことを示唆
オッズ比
標準誤差

メタ・アナリシスの検索と⼊⼿
 検索
 ⼊⼿
99

メタ・アナリシス，①学術論文，②コクラン
ライブラリー，③ガイドラインに掲載
100

掲載先による特徴の違い
101
特徴学術論⽂コクランレビューガイドライン
研究の質△ ○ △
絶対数○ △ ×
鮮度○ ○ ×
無料⼊⼿△ × ○
PubMed検索△ ○ ×

基本は，PubMed，MeSH検索
MeSH Databaseを
102
クリック

MeSH⽤語，meta-analysis
103
meta-analysis
と⼊⼒
Search
をクリック

2⽤語ヒット
104
Meta-analysis[Publication Type]
をクリック

MeSH⽤語の定義
105
Add to search builder
をクリック

検索式の確認
106
“Meta-Analysis”[Publication Type]
検索式が生成

検索条件，「患者」と「介⼊」の追加
Patients...慢性疲労症候群
Intervention...⼼理療法
注) 患者や介⼊の検索条件は，広めに設定
107

MeSH⽤語，慢性疲労症候群
108
chronic fatigue syndrome
と⼊⼒
Search
をクリック

MeSH⽤語の定義
109
をクリック

検索式の確認
110
"Fatigue Syndrome, Chronic"[Mesh]
検索式が追加

MeSH⽤語，⼼理療法
111
psychotherapy
と⼊⼒
Search
をクリック

10⽤語ヒット
112
Psychotherapy
をクリック

MeSH⽤語の定義
113
をクリック

MeSH⽤語の定義
114
"Psychotherapy"[Mesh]
検索式が追加
検索式がよければ
Search PubMed
をクリック

5論文ヒット
115
無料で読めるもの

メタ・アナリシスの検索と⼊⼿
 検索
 ⼊⼿
116

文献⼊⼿法
所属施設の図書館
購読雑誌
全文データベース
文献複写依頼
Google検索
国⽴国会図書館
著者請求
117
施設
個人

5論文の書誌情報
出版年雑誌名巻(号)頁無料入⼿
2013 PLoS One 8(8):e71834 ○
2008 Cochrane Database Syst Rev (3):CD001027 ×
2008 Clin Psychol Rev 28(5):736-45 ×
2005 Psychosom Med 67(2):301-13 ×
2001 Evid Rep Technol Assess (42):1-4 ○
118

Google検索，”タイトル”+ filetype:pdf
119

国⽴国会図書館
インターネットから郵送複写サービス
120

著者請求，アドレス⼊⼿
121
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にアドレス公開

5論文の⼊⼿
出版年雑誌名巻(号)頁入⼿元
2013 PLoS One 8(8):e71834 無料
2008 Cochrane Database Syst Rev (3):CD001027 著者請求
2008 Clin Psychol Rev 28(5):736-45 国会図書館
2005 Psychosom Med 67(2):301-13 Google検索
2001 Evid Rep Technol Assess (42):1-4 無料
123

ガイドラインにおけるエビデンスレベル
125
レベルエビデンスの種類
1++ 質の高いメタ・アナリシス，RCTの系統的
展望，バイアスのリスクが非常に小さい
RCT
1+ 良くできたメタ・アナリシス, RCTの系統
的展望, バイアスのリスクが小さいRCT
1- メタ・アナリシス, RCTの系統的展望, バイ
アスのリスクが大きいRCT
2++ バイアスのリスクが非常に小さい観察研究
の系統的展望
2+ バイアスのリスクが小さい観察研究
2- バイアスのリスクが大きい観察研究
3 症例シリーズ研究
4 専門家の意⾒
RCT
RCT以外
AHRQ: http://www.guideline.gov/content.aspx?id=39324

Take Home Messages
 RCTのメタ・アナリシスの読解，臨床家に必須
 研究疑問はPICO-Tに定式化
 RCTの質の評価，コクラン，バイアスへのリスク
 質的変数の評価，リスク比/リスク差/オッズ比
 量的変数の評価，平均値差/標準化平均値差
 メタ・アナリシスは，構造化抄録の理解から
 ⽅法と結果の評価は，JAMAユーザーズガイド
 PubMedで文献検索，文献⼊⼿は施設/個人
126

推薦図書
 福原俊一: 臨床研究の道標: 7つのステップで学ぶ研究
デザイン. 健康医療評価研究機構. 2013.
 福原俊一: リサーチ・クエスチョンの作り⽅.健康医
療評価研究機構. 2008
 木原雅子, 木原正博:医学的研究のデザイン研究の質
を高める疫学的アプローチ第4版. メディカルサイエ
ンスインターナショナル. 2014.
 野⼝善令, 福原俊一:はじめてのメタアナリシス. 健康
医療評価研究機構. 2012
 坂本真⼠, 大平英樹: ⼼理学論文道場: 基礎から始め
る英語論文執筆. 世界思想社. 2013
127

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