Clin Eval 50（1）2022

論説「名古屋市 HPV ワクチン接種後調査データを用いた 2 つの解析論文の比較」の問題点
鈴木貞夫

名古屋市立大学大学院医学研究科 公衆衛生学分野

Problems of Comparison between two papers analyzing datafrom the Nagoya City Cervical Cancer
Immunization Program Survey Results
Sadao Suzuki
Department of Public Health, Nagoya City University Graduate School of Medical Sciences

Abstract
In an editorial published in the journal in 2022, Dr. Yaju argued for the validity of their conclusions bycomparing a paper published by Suzuki and Hosono (Papillomavirus Research, 2018) with a paper whereinDrs. Yaju and Tsubaki reanalyzed the same data and published it in the Japan Journal of Nursing Science(JJNS) in 2019. However, this argument is not valid for the following reasons: 1) the authors stated thatthey consider the academic response to Suzukiʼs criticism to be completed with the publication of theletters of authors at JJNS, but are dishonest in correcting the course by adding new information in thiseditorial outside of JJNS, 2) the new information includes the same issue of the meaning of the main effectof analysis including an interaction term, which is the focus of the original problem, and 3) the new
information clarifies once again the problems with Drs. Yaju and Tsubakiʼs paper in JJNS. Only results
derived through a methodologically valid process are necessary for academic discussion, and what isneeded for results obtained through a series of obvious fallacies is not a discussion but a judgment of
inappropriateness by the learned. Based on the above, we criticize the editorial by Dr. Yaju.
Key words
cervical cancer ， human papillomavirus (HPV) vaccine ， analytical epidemiology ， age-adjustment ，interaction
Rinsho Hyoka（Clinical Evaluation）．2022；50（1）：77−85.

− 77 −

臨床評価50 巻 1 号

2022

ので，その反論としてこの論説を記す．

1．はじめにの八重・椿論文では，複数のモデルを提示しているが，どれが彼らの最終モデルであるか

本誌 49 巻 3 号に掲載された論説「名古屋市 HPVは明記されておらず，概要にも具体的な数値は提ワクチン接種後調査データを用いた 2 つの解析論示されていない．しかし，彼らが交互作用のない

文 の 比 較」1）
（以 下， 八 重 論 説） は，2018 年 に解析についての批判を繰り返していること，八重2）

誌に掲載された論文 （以論説も「study period」との交互作用を中心に記述

下，鈴木・細野論文）と同じ公開データを使用しがされていることから，モデル 3（Table 4）が彼て，日本看護科学学会の英文誌

らの最終モデルと解釈した．万一，そうでない場
3）（

合でも，妥当でないものを論文に記載することは）から出版された論文 （以不当である．

下，八重・椿論文）を比較したものである．デー

八重論説の問題点を箇条書きにする．

タ解析や研究結果をめぐって何らかの対立や不一致があるときの解決の方策として，それらがどの「著者レター公表をもって鈴木氏による批判

レベルで発生しているかを考慮することは極めてに対する学術的回答は完了していると考えて重要だ．つまり，それが考え方や価値観の違いにいる」のに，この論説で，未報の新しい情報

起因し，どちらが正しいという判断がつけにくいを付け加えて軌道修正している不誠実な姿

ものと，一方に明らかな誤謬があるものとでは，勢．これは，

解決のための方法も心構えも異なる．八重論説の答として出すべきものであり，臨床評価誌か前に，鈴木が複数回にわたり，八重・椿論文につら 出 版 し て も，

いてのレター

4，5）

を

も，

に提出し，論文撤回をの鈴木レターに対する回誌ととも議論がつながらない．

求めたのは後者の理由による．彼らが提示した数

新しく出された情報に，問題の焦点となって値（オッズ比）が，誤った考えと解析，提示法でいる「交互作用項を含む解析の主効果の意

出されたもので，読者を誤った方向へ誘導してい味」の問題が含まれていること．資料としてると考えたからだ．

新たに出された情報に同じ問題が含まれてい鈴木・細野論文と八重・椿論文の違いは，前者ては解決にならない．

の年齢調整オッズ比（Table 3，main outcome）と新しく出された情報により，改めてはっきり

後者の「study period」との交互作用を考慮した主した効果のオッズ比（Table 4，モデル 3）に集約され「データに関する健全な科学的議論の基礎」ている．その中でも症状 18 の「簡単な計算がでとして不適切である．

きなくなった」について，鈴木・細野論文では0.70の八重・椿論文の問題点．これは，以下，方法論的問題に関して，3 つの観点から（95％信頼区間：0.52-0.94），八重・椿論文では説明する．

4.37（95％信頼区間：1.63-11.61）と全く異なる値

2．交互作用項を含む解析の主効果にが提示されている．鈴木は，八重・椿論文でこの関する問題ような高いオッズ比が算出された理由として，Ⓐ
交絡因子である年齢で調整を行わなかったこと，Ⓑバイアス含みの変数「study period」を作り，そ本誌の八重論説で，著者はこれまでの主張の軌れで調整したこと，Ⓒ交互作用項を含む解析の主道修正を計っているが，オリジナル論文収載誌以効果を一般化して提示したこと，の 3 点（施行の外での軌道修正は学問に対しても，掲載誌やその順）と考えており，その主張を繰り返し行ってき読者に対しても不誠実と考える．問題箇所としてた．今回臨床評価誌に八重氏の論説が掲載された

分かりやすいのは，交互作用項を含む解析の主効− 78 −

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果に関するものである．例えば，491 ページの左八重論説ではじめて，「モデル解析では基準点

カラム，「このような値（交互作用下での主効果：

が 0（非接種群では存在しない値）となり，推定鈴木注）を接種と症状との因果関係を最終的に推された値が特別な層の主効果を際立たせた結果に論する値として扱うことは適切でなく」とあるが，なった可能性がある」と説明が加えられた．極め

これは，八重・椿論文のモデル 3（Table 4）が適て重要な記述である．これは切ではないという意味であり，今までの主張と全と判定された八重・椿論文で問題の焦点となった

く相容れない．そもそもこれは，鈴木がへ「交互作用存在下の主効果についてのオッズ比」のレターなどで，不適切と指摘し続けた内容であに対するもので，著者が「特別な層の主効果を際り，著者がここで「適切でなく」，「慎重な解釈が立たせた結果」と述べたのだ．それは，臨床評価求められることは言うまでもない」と記述をする

誌の論説に書くことではなく，ことに強い違和感を覚える．言っていないこととへの返事として書くことである．4.37 が「基準点言うまでもないことは異なり，八重氏は0（「study period ＝ 0」のこと）」に対するオッズ比やで「撤回せず」で鈴木レター

その読者をも欺いている．著者が突然言い出したという極めて重大な事実を「慎重な解釈が求められることは言うまでもない」

らされていないということが許されるとは思えなことを，八重・椿論文の共著者の椿氏や査読者，い．今まではこの記述がなかった（なかったこと

論文撤回をしなかったの編集委員が，それ自体が不誠実な態度である）ので，八重・椿論文

ぞれが言うべき時点で指摘しなかったことも，専の方法を推測含みの条件付きで批判をしていた門的見地から問題視されるべきである．また，そが，これでその必要がなくなった．以下，「基準の意思決定についての情報開示に応じない

点 0」の意味を含む交互作用の扱いについて少しの閉鎖的な姿勢も，再度指摘したい．

詳しく述べる．

問題点を具体的に指摘する．交互作用を含む解析の主効果の意味について，鈴木はやその読者が知交互作用を考える時に，具体的な層があれば，へのレ

層別に 2 × 2 表が書け，その実在する 2 × 2 表にターで繰り返し，その説明や解釈を求めてきた．

基いてオッズ比が計算できるが，これはそういう

例えば，八重・椿論文の Table 4 に，症状 18「簡解析ではなく，連続変数として「study period」を単な計算ができなくなった」のオッズ比が 4.37 と扱い，その外挿により，人のいないところまで記載があるのに対して，八重・椿論文のどこにもオッズ比を引っ張ったということである．八重論

説明や注釈がないからだ．交互作用を考慮した場説には，そのことを指して「特別な層の主効果」

合，対象の層により異なる複数の「主効果のオッとあるが，これは実在する特別な層などではなく，ズ比」の設定ができるため，裏を返せばオッズ比

計 算 上， 仮 想 上 の も の で あ る． 実 際 の「study

は一意に定まらない．したがって，交互作用下でperiod ＝ 0」に対する 2 × 2 表の 4 セルのうち，2オッズ比を提示するときには，その意味について

セルは 0 なのだから，実際のオッズ比は計算不可の具体的な説明が必須となる．しかし，その説明能だ．

がないため，4.37 がどのような意味を持つものか

変数「study period」は 0 〜 9 の値をとるが，接は分からない．そもそも，統計を専門としない看種者，非接種者が両方存在するのは，3 〜 6 年の

護科学雑誌で，交互作用を含む解析の主効果の意

みで，八重氏も述べている通り，0 〜 2 年は非接味が，読者の共通理解になっているのかも疑問で

種者が，7 〜 9 年は接種者が存在しない．しかし，あり，「交互作用項を含んでいるときの主効果の「study period」を連続変数として扱った場合，回回帰係数やオッズ比は，主効果の一般的な，ある帰係数はそれと関係なく算出され，回帰係数を

いは，交互作用の効果を除いた純粋な効果ではな使ったオッズ比も機械的にアウトプットされる．

6）い」 ということを知らなければ批判もできない．
− 79 −

八重論説の説明の通り，八重・椿論文の Table 4

臨床評価50 巻 1 号

2022のオッズ比は，機械的に算出された，現実的な意を「交互作用の検討の必要性を否定しているとも

味を持たないものということになる．これらは統とれる」と見るのは，論点がずれている．

計ソフトで自動的に計算される推計値であるが，八重論説で八重氏は，八重・椿論文のモデル 3出された結果の解釈や使用は，言うまでもなく解（Table 4）の解析を「接種と症状との因果関係を析者の責任でなされるものである．これが，「モ最終的に推論する値として扱うことは適切でな

デル解析では基準点が 0（非接種群では存在しなく」としたうえで，新たな解析，sensitivity anal-い値）となり，推定された値が特別な層の主効果

ysis を Table 2 に付け加えている．これは，「慎重を際立たせた結果になった可能性がある」というな解釈」への資料と読める．この文脈で sensitiv-

説明で納得できるものとは到底思えない．

ity analysis と言えば，交互作用のある全体解析へのレターで，繰り返し説明を求をしたと考えられるときに，層別に再解析をしてめていた「オッズ比 4.37」が，この記述により，具体的な交互作用を観察するために行われる．し回帰直線の外挿によるもので，具体的な意味を持たがって，「study period」についての交互作用でたないということが明らかになった．八重氏は，あれば，「study period」を区切った複数の層別解

このことを臨床評価誌ではなく，で釈明す

析と，その対比としての「study period」をまたぐ鈴木がべきだろう．この 4.37 が特別な層で不本意に際全体解析を掲載するのが一般的だろう．八重論説

立ってしまった一般化できないオッズ比という認の Table 2も，sensitivity analysis と明記してあり，識があるのを，その体裁をとってはいるが，実際にどのような解に申告しない姿勢は強く批析が行われているかを詳細に見てみる．

判される．なお，このことは設楽・森川両氏が本誌論文の補足 C で，「study period の値が 0 のとき

まず，右端の全体のオッズ比（study period：0の主効果推定値に対応するオッズ比の値ではない〜 9 年）に，八重・椿論文のモデル 3（Table 4）7）のものが使用されていることに注目したい．本来かと推測している」と指摘している ．
その記載にもかかわらず，八重論説でも，485

ここには「交互作用を含まない」全体解析（モデページの右カラムに「接種，Study period，及びル 2，Table 3）のものを出すべきで，それが層別接種と Study period の交互作用を組み込んだモデに実際どうなっているかを sensitivity analysis でルでのロジスティック回帰分析を行い，症状発現検討すべきである．そして，「study period」を 3のオッズ比を提示．24 症状中 4 症状（具体的症状層に分けて解析してあるが，ここに 2 つ問題があは省略）でオッズ比は l を上回り統計学的有意なる．

結果であり，交互作用の検定も統計学的有意でひとつは，この sensitivity analysis にも交互作あった」と，この 4 症状での主効果の 1 を超える用が含まれているということである．もともと，オッズ比が一般化できるような印象を与える記載

八重論説の Table 2 が出されたのは，八重氏自身も見られ，「慎重な解釈が求められる」という主が八重・椿論文の Table 4 が説明不足と考えたか

張との間に齟齬がある．同じく 490 ページの右カらで，説明不足の根幹は，交互作用存在下の主効

ラムにおいて，鈴木は「 交互作用存在下での主果のオッズ比の解釈である．しかし，その説明に効果を示すことにより主効果に誤解を招いてい用いられた八重論説 Table 2 の「層別解析」にも，る ， ワクチンの効果を恣意的に論じていると交互作用が含まれており，同じ問題が存在する．

主張し，名古屋調査データでの交互作用の検討のしたがって，再度同じ質問をしなければならない．

必要性を否定しているともとれる論を展開してい「study period：0 〜 6 年，症状 18 のオッズ比 6.15

る」としている箇所についても，これは，八重氏

は，誰のオッズ比なのか」と．問題解決のための本人も本論説で認めている，交互作用項を含む解資料に，もとと同じ問題があっては，解決になら

析の主効果の解釈を批判しているのであり，それない．
− 80 −

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どこにも見当たらない．

もうひとつの問題点は，「study period」の層が「0 〜 2 年，3 〜 6 年，7 〜 9 年」ではなく，「0 〜

次に具体的なバイアスのメカニズムについて記

6 年，3 〜 6 年，3 〜 9 年」という，重複を含む極

す．定義の不均衡により，counterfactual な接種

めて変則的な層に分けられていることだ．これは日であれば，同年齢なら同程度の長さで設定でき

前述のとおり「study period：0 〜 2 年，7 〜 9 年」

るはずの「study period」に，非接種者で一律に長では，1 群に対象が全く存在しないために解析そくなることによる対応のずれが生じる．ずれは大のものができないからであろう．これは，「study

きく 2 つあり，ひとつは「study period」の同一層

period」で調整することのコンセプトにかかわる内で接種者の方が年長という対応のずれで，これ問題で，そのかかわりについては，次項で詳しくにより算出されるオッズ比に妥当性はない．もう述べる．

ひとつは，各層で算出された妥当でないオッズ比が並べられたことで，層間に現実とは異なる交互

3．「study period」で調整することの作用（例えばリスクの勾配）を生み出す可能性でコンセプト上の問題ある．
層内の問題としては，設楽・森川両氏の論文のこの項では，「study period」で調整することの補足 C にも指摘がある 7） ように，「study period」

問題について述べる．データの構造上，ワクチンを固定することで，接種者は統一的に年少の非接非接種群には初回接種日はない．しかし，かつて種者と比較されることとなる．年齢調整解析でのようにワクチンを学校で一律に接種するようなは，もともと接種群に年長者が多いことを揃えるシステムであれば，接種しない者にも「接種する方向に作用したのに対し，「study period」調整ははずだった日」は存在する．そういう状況であれこの傾向をさらに広げる方向に作用すると考えらば，counterfactual（反実仮想的）な接種日が設定

れ，年齢の交絡の方向により歪むようなオッズ比

でき，その日を使用して妥当な解析ができた．問が予想されるが，その通りの結果になっているこ

題は，それが小学校 6 年生時点とは異なるというと に も 注 目 し た い（八 重・ 椿 論 文，Table 2 とことだ．関連や因果関係についての分析疫学研究

Table 3 のオッズ比を比較されたい）．

では，比較妥当性を重視し，部分的な正確さ（こ層間の問題としては，現実のものではないオッ

こでは接種群の接種と症状の順序）を取るために，ズ比の勾配（交互作用のひとつ）が生じることが比較妥当性を犠牲にすることはしない．接種者であげられる．交互作用下の主効果の解釈が不適切は個々に接種日が設定され，非接種者ではそれよな こ と と は 別 に， そ の も と と な っ た「study

り明らかに長い期間が一律に設定されるという不period」導入による現実のものではない交互作用

均衡を容認することはできない．八重・椿両氏も，そのものの問題である．これらをまとめると，不この問題は認識しており，の八重・椿レター

適切な変数の導入で人為的な対応のずれを作り，に，counterfactual な時間を使うべきという鈴木

それを並べたことによって生じた現実にはないの考えに同意することと，非接種者が「接種するオッズ比の勾配を生かして，人のいないところまと思われる時間」を特定することはできないこと

で外挿して上昇させ，study period ＝ 0 に対応す8）が述べられている ．これから導かれる結論は．

るオッズ比だけを提示したということになる．

理想的な方法が使用できない状況で，何らかの合

こ こ ま で 述 べ て き た デ ー タ 解 析 上 の 意 味 を，理的な方法を考えることであり，できないことをFig. 1 を 使 用 し て 解 説 す る． 横 軸 に「study

言い訳に，ワクチン接種状況で定義の異なる変数

period」を，縦軸にワクチンの症状出現のオッズを用いることではない．「study period」を使用し比（対数）をとる．「study period：3 〜 6 年」の 4てもよい理由の説明は，八重・椿両氏の論文中の層については，接種者，非接種者の両方が存在す− 81 −

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るため，実際のデータから層別のオッズ比（図中八重論説は，「study period」について，八重・の■）と 95％信頼区間が算出可能である．層内の椿レター 8） で counterfactual を満たしていないこ

問題として述べた「study period」由来の接種者，とを認めながら，「年齢に代わる他の変数の可能

非接種者の対応のずれにより，このオッズ比には性を探る必要性がある」とするのみで，その正当層間で下向きの勾配（交互作用）が発生している．

性 に つ い て の 説 明 は 一 切 し て い な い．「study

この下向きの勾配のため，「study period」を小さ

period」が変数として不適切であることは，ここくする左上方向に回帰直線を伸ばしていけば，までで述べた理由で明白である．もともとは，初オッズ比は無限に大きくなる．統計ソフトから自回接種と症状出現の時間を比較することで，接種動的に提示される主効果のオッズ比は，図中の〇前からある（因果関係によらない）症状を除くとで示した「study period ＝ 0（基準点 0）」のときのいう目的のために導入したはずの「study period」

もの，Fig. 1 では y 切片に相当する（繰り返すが，であるが，解決不可能なバイアスを抱えている以

基準点 0 には非接種者はいないため，実データか

上，どのような場面にせよ，変数として不適切で，らのオッズ比は計算不能である）．このオッズ比使用は不可というのが著者の考えである．

が現実の世界でどういう意味を持つのか，八重氏

さ ら に， 鈴 木 は 2 回 目 の レ タ ー 5） で，「studyには「特別な層の主効果を際立たせた結果」など

period で調整することのコンセプト上の問題」のという，その層が実在するかのような曖昧かつ不シミュレーションを行ったが，その不合理な結果

正確な表現ではなく，明示的に説明する責任があについて，八重・椿レターにも八重論説にも言及る．なお，Fig. 1 は同データを用い，八重・椿論がない．八重・椿両氏には，レターの質問にはす

文，八重論説を参考に鈴木が計算，作成したもの

べて答える義務がある．「study period」がバイアであるが，方法論的な理解を目的としたものであスを内包した変数であるため，この変数を使用しり，個々の数値が具体的な八重・椿論文の解析とたすべての解析は妥当でないと考えると同時に，対応しているわけではない．

このような変数を進んで作成して使用するというFig. 1

Schematic of odds ratios for main effects in the presence of interactions with study period
オッズ⽐10Study periodを連続変数としたStudy periodの層別解析
連続変数は
延⻑可能
1

連続変数は
延⻑可能

定義されて
いない

-2

-1

0.1

接種・⾮接種者
とも存在

⾮接種者が
いない

0

1

2

3

4

5

− 82 −

接種者が
いない

6

7

8

誰もいない

9
10
11
Study period（年）Clin Eval 50（1）2022

姿勢は，統計学の専門家として問題があると言わズ比と，年齢調整なしの単変量解析のオッズ比をざるを得ない．

対比して示す．調整は，多変量ロジスティック解析に年齢をカテゴリー（ダミー変数）として組み

4．年齢の調整をしないことの問題

込む，多変量ロジスティック解析に年齢を連続変数として組み込む，Mantel-Haenszel の方法によ

3 つめは，年齢の調整をしないことの問題である2×2表の要約，Meta-analysis の応用によるオッる．まず，八重・椿両氏には単変量解析と年齢調

ズ比の要約（固定効果モデル），Meta-analysis の整解析のオッズ比（八重・椿論文，Table 2）が，応用によるオッズ比の要約（変量効果モデル）のなぜ異なっているのかを問いたい．概念的に言え5 つの方法を使用した．Fig. 2 より，この 5 通り

ば，この乖離が現象としての交絡である．八重・の「調整」結果にばらつきはあるものの互いに近椿論文には，鈴木・細野論文の年齢調整が不適切

く，ほとんどの症状でオッズ比は下がっている．

であるという理由として，満たすべき条件が引用

鈴木・細野論文で，どのような年齢調整が行われ文献なしで並べられている．広い意味で年齢を調たかは記述がないため，方法は A 〜 E 法とする

整する方法は複数あり，八重・椿両氏の指摘するにとどめる．調整法の違いにより，鈴木・細野論「条件」はそのどれかに適応されるものなのかも文の結論が変わることはない．

しれない．しかし，もしその条件に合わないとき調整法を問わず，年齢調整解析のオッズ比が単は，複数ある調整法の中からより適切なものを選変量解析のものと異なれば，年齢が交絡しているべという意味であり，調整をしなくてよい，またからで，どの「調整法」を採択するかというのは，は，してはいけないという意味では決してない．

次のステップの議論である．この状況で年齢調整

Fig. 2 に，複数の「年齢調整」による 24 症状のオッ解析を採用するという考え方は理に適っており，

Fig. 2

Odds ratios for HPV vaccination by various age-adjustments

オッズ⽐
1.6
1.4
1.2
1.0
0.8
0.6

単変量ロジスティック解析（年齢調整なし）
A法
B法
C法
D法
E法

0.4
0.2
0.0

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

症状番号− 83 −

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調整をしないという選択肢はあり得ない．ここでン会議のメンバーだった八重氏の利益相反を問題の「年齢調整は不適切」という主張は，交絡の放視したのは，ここに理由がある．

置を意味しており，八重・椿両氏の「年齢調整の

著者は，科学と議論を大切にする研究者とし条件を満たさない」という主張は，条件の運用をて，論争には適切な場と方法があると信ずるもの

意図的に曲げている．付け加えると，交絡がないである．そもそも，八重・椿両氏は，鈴木・細野

場合には，年齢調整解析と単変量解析のオッズ比

論文に不備があるという考えであれば，その掲載は一致するので，この場合も年齢調整解析の結果誌であるは妥当である（この例では「症状 10」がそれに近すべきであった．それを専門外のい）．これは大学の統計学実習で実際に教えてい論文を出すのは筋違いだろう．また，鈴木が依頼る考え方で，八重氏がどのような理屈で，自分のを受けて書いた「論座」や「小児科」の原稿に対し学生に年齢調整をしなくてもよいと教えるのか，て言うべきことがあれば，当該誌に対してすべき

問いたい．

ではないか．それを，新たに臨床評価誌に論説と誌にレターを出に新たなして出すというのは，本来，適切な場での議論と5．最後には思えない．両方とも，鈴木が論文の存在に気づいたから対応ができたが，気づかなければそのま

ここまで，交互作用項を含む解析の主効果に関

ま放置されたものだ．これが「学術的な議論を喚する問題，「study period」で調整することのコン起」する態度だろうかと疑問にも思うが，こう

セプト上の問題，年齢の調整をしないことの問題なった以上，八重論説の再審議は徹底的に行うべの 3 点について述べた．八重・椿論文のなかで，きである．臨床評価誌編集委員の椿氏には，巻頭

症状 18「簡単な計算ができなくなった」に対する言の言葉を引くまでもなく，その責任がある．学

年 齢 調 整 の オ ッ ズ 比 は 0.61（八 重・ 椿 論 文，術的な議論のためには，方法論的に妥当な過程をTable 2，年齢調整解析）である．これが，Ⓐ年経て導かれた結果のみが必要であり，明らかな誤齢の調整をしないことで 0.92（同，Table 2，単謬を重ねて得られた結果に必要なのは議論ではな

変量解析）に，Ⓑ「study period」で調整すること

く，識者による不適切の判定である．

で 1.13（同，Table 3）に，さらに，Ⓒ交互作用項

重・椿論文に対する科学的に妥当な評価がなされを含む解析の主効果についてのオッズ比を提示するよう，期待している．

の八ることで 4.37（同，Table 4）にと，順次上昇している．付け加えると，八重論説の Table 2 には，

利益相反

6.15 というさらに高いオッズ比が登場している．

本稿の内容と関連して筆者に開示すべき利益相反は八重氏は本論説の「最後に」で，八重・椿論文はない．

「妥当な疫学，統計学的手法にのっとったもので文ある」と述べているが，鈴木は，上記Ⓐ，Ⓑ，Ⓒのいずれもが疫学的，統計学的に妥当ではなく，

献

1）八重ゆかり．名古屋市 HPV ワクチン接種後調査デー提示されたオッズ比は不適切と考えている（八重タ を 用 い た 2 つ の 解 析 論 文 の 比 較． 臨 床 評 価．

氏本人も本論説で不適切と認めている）．そのこ

2022；49（3）：483-98［cited 2022 March 13］．Avail-とを理由に，

able from：http://cont.o.oo7.jp/49̲3/p483-98.pdfに八重・椿論文の撤回を求めたが，納得のできる説明や処分はなされなかった．

2）Suzuki S，Hosono A．No association between HPV

これが初学者のミスではなく，経験豊富な統計学

vaccine and reported post-vaccination symptoms in者である 2 人により行われたことを，どう考えれJapanese young women: Results of the Nagoya study．
．2018；5：96-103［cited

ばよいのだろうか．著者が，薬害オンブズパース− 84 −

Clin Eval 50（1）2022
2022 March 13］．Available from：https://doi.

6）粕谷英一．一般化線形モデルにおける交互作用：交org/10.1016/j.pvr.2018.02.002

互作用項があるときの主効果の回帰係数の意味につ

3）Yaju Y，Tsubaki H．Safety concerns with humanいて．2010 March 11［cited 2022 March 13］．

papilloma virus immunization in Japan: Analysis andAvailable from：http://kasuya.ecology1.org/stats/evaluation of Nagoya Cityʼs surveillance data foradverse events．

GLMIntMain100311.pdf

．

7）設楽

敏，森川敏彦．症状発現に交互作用を含む疫2019 January 28［cited 2022 March 13］．Available

学データの解析−「名古屋市子宮頸がん予防接種調

from：https://doi.org/10.1111/jjns.12252

査」から−．臨床評価．2022；49（3）：443-81［cited4）Suzuki S．Letter to the editor: Safety concerns with

2022 March 13］．Available from：http://cont.o.oo7.

human papilloma virus immunization in Japan: Analysis

jp/49̲3/p443-81.pdf

and evaluation of Nagoya Cityʼs surveillance data foradverse events．

8）Yaju Y，Tsubaki H．Letter to the editor: Authorsʼ

．2019

response to letter to the editor: Safety concerns with

August 26［cited 2022 March 13］．Available from：human papilloma virus immunization in Japan:

https://doi.org/10.1111/jjns.12258

Analysis and evaluation of Nagoya Cityʼs surveillance5）Suzuki S．Letter to the Editor: Authorsʼ response

data for adverse events．

to letter to the Editor: Safety concerns with human．2019 October 19［cited 2022 March 13］．

papilloma virus immunization in Japan: Analysis andAvailable from：https://doi.org/10.1111/jjns.12275

evaluation of Nagoya Cityʼs surveillance data foradverse events．

（投稿日：2022 年 3 月 13 日）（受理日：2022 年 4 月 30 日）．

2019 December 2［cited 2022 March 13］．Available
from：https://doi.org/10.1111/jjns.12309＊＊− 85 −＊