HPVワクチンの害：

病者除外バイアスの理論的根拠からみた名古屋市調査の問題点
2016.5.2改訂（オリジナル作成2016.2.28、2016.4.4一次改訂）

浜 六郎 M.D.
NPO法人
医薬ビジランスセンター(薬のチェック)
このスライドは薬のチェックTIP誌65号記事“HPVﾜｸﾁﾝ被害と「病者除外ﾊﾞｲｱｽ」(2016年5月号)の補足資料です。本文と合わせご覧ください。なお、薬のチェックTIP
誌57号(2015年1月： http://www.npojip.org/chk_tip.html#No57)、「薬のチェックは命のチェック」No52～No54(上記http://www.npojip.org/contents/book/1.html)にも、HPVﾜｸﾁﾝの害に関する関連記事（アジュバントの害、一般人口と比較してHPVワクチン接種後には自己免疫疾患が多発すること、など）の記事が満載です。参照ください。
このスライドや薬のチェックTIP誌57号(2015.1月号）と65号（2016.5月号）の記事
は、いずれも、出典を明記の上、できるだけ広めていただけるようお願いします。 1

“病者除外バイアス”
Frailty exclusion bias
または“健康者接種バイアス”
healthy-vaccinee effects

理論的根拠と現実的影響
Theoretical basis and practical influences2要旨(1)• ワクチンの効力や害の判定の際、最も重視しなければならないのが、病者除外バイアス（健康者接種バイアス）である。
• 調査対象者に占めるワクチン接種者の割合（接種率）が大きくなればなるほど、病者の割合（またはオッズ=病者/健者比）は、非接種群で大 となり、接種群で小 となる。
• その結果、ワクチンが無効・無害でも非接種群に対する接種群の病者
オッズ比が1.0を下回る。
• ワクチン接種が広がるほど、このバイアスのため、無効でも、病気を減らす効果があるように見え、有害でも害がないように見えてしまう。
• このバイアスは、理論的に、ワクチン接種率が高くなればなるほど、大きくなり、接種率が80～90％ともなれば、極めて大きくなる。
• 実際、名古屋市調査の速報によると、非接種者では、15歳から21歳にかけて、「簡単な計算ができなくなった」 「杖や車いすが必要になった」などの症状が、年齢が1歳増すごとに30～40％増しのペースで増加しているかのように見えた。しかしそれは、19～21歳の女性が15歳前後で接種した割合が90%近くであったからである。
• このバイアスを取り除くためには、接種前の健康状態で調整する必要
3がある（年齢調整は逆効果）。

要旨(2)• 名古屋市調査では、接種前の健康状態に関する情報が収集できていないが、バイアスを小さくすることは、次の方法により可能である。
• 症状別、接種年次別（年齢別）、接種・非接種別の、対象者、回答者、有症状者の人数から、症状別、接種年次別(年齢別）の有症状者オッ
ズ比と、その95%信頼区間を計算する。
• これは同年齢どうしのオッズ比なので、年齢調整は不要。
• そして、理論的に病者除外バイアスが最も少ない、最低の接種率である15歳におけるオッズ比を基準にして、他の接種率のオッズ比を調整する。
• なお、これでも完全に病者除外バイアスが消えるわけではないが、現在の集計よりは、はるかに信頼性が高い。

結論
•
•
•
•

名古屋市調査結果は、HPVワクチンの被害を強く予想させる。
名古屋市は速やかに速報結果を撤回し、生データを公開し、第三者による解析を可能とし、自らも、データを解析し直すべきである。

4

病者除外バイアス具体例(1)インフルエンザワクチン：
2回接種者0.704日は、非接種者0.883日よりも欠席日数が有意に少なく、ワクチンに効果があるように見える。 本当か？

N

SD

（表４は、丹後俊郎著、医学への統計学 、 朝倉書店より引用）

5

接種できない子は普段から欠席日数が多い
これを調整すると、差がなくなる→スライド５のデータは、「ワクチンが効く」という証拠にならない接種する、しないと、
インフルエンザ様風邪以外の病欠日数（普段の健康状態)が交絡する（表４は、丹後俊郎著、医学への統計学 、 朝倉書店より引用）

6

HPVワクチンの接種者と非接種者とを比較した、観察研究について(主要論文を出版年順に示す)
関連なしとした論文・調査
1.Siegrist CA, Lewis EM, Eskola J, Evans SJ, Black SB. Human Papilloma Virus Immunization in
Adolescent and Young Adults: A Cohort Study to Illustrate What Events Might be Mistaken for
Adverse Reactions. Pediatr Infect Dis J 2007;26: 979-84
2.Gee J, Naleway A, Shui I, et al. Monitoring the safety of quadrivalent human papillomavirus
vaccine: Findings from the Vaccine Safety Datalink. Vaccine 2011:29: 8279-82.
3.Arnheim-Dahlström L, Pasternak B et al. Autoimmune, neurological, and venous
thromboembolic adverse events after immunisation of adolescent girls with quadrivalent
human papillomavirus vaccine in Denmark and Sweden: cohort study. BMJ. 2013; 347: f5906.
4.Donegan K, Beau-Lejdstrom R, King B, Seabroke S et al. Bivalent human papillomavirus vaccine
and the risk of fatigue syndromes in girls in the UK. Vaccine 2013; 31: 4961-7
5.Scheller NM, Arnheim-Dahlström L et al. Quadrivalent HPV vaccination and risk of multiple
sclerosis and other demyelinating diseases of the central nervous system. JAMA. 2015;313:54-61

関連あり、あるいは関連を示すデータを有する論文
3.Arnheim-Dahlström論文も一部には関連を示すデータあり
6. Geier DA, Geier MR. A case-control study of quadrivalent human papillomavirus vaccineassociated autoimmune adverse events. Clin Rheumatol. 2015;34:1225-31.
7. Baril L, Rosillon D, Willame C, Angelo MG, Zima J, van den Bosch JH et al Risk of spontaneousabortion and other pregnancy outcomes in 15-25 year old women exposed to humanpapillomavirus-16/18 AS04-adjuvanted vaccine in the United Kingdom.. Vaccine. 2015 Jul 21[Epub ahead of print](上記のうち、1および4～7の論文の解説は、スライド41～44参照）
8．名古屋市調査は「関連なし」とした調査。スライド9～38で問題点を詳しく説明する。

7

病者除外バイアスを考慮せず関連なしとする論文●2.Gee 論文：
1)接種者の対照群としてどのような人を選んだのか記載が不明確。この点だけでも信頼性を欠く。
2)HPV ワクチン接種目的以外で受診した外来患者を対照群に選んでいる可能性が高いため、対照群には感染症患者が多数含まれ、自己免疫疾患の頻度がそもそも高いはずであり、対照としては全く不適切である。

●3.Arnheim-Dahlstrom 論文
1)スウェーデンとデンマークにおけるデータベースを駆使して、2006 年から2010年の間に実施した10 ～ 17 歳約100 万人の少女を追跡した調査。
2)約30 万人が少なくとも１回のガーダシルの接種を受け（平均2.35 接種）、接種開始から接種終了後180 日間観察した。年齢や親の教育レベル、接種年などを調整し、53 種類の神経疾患、自己免疫疾患、静脈血栓症などの罹患率を調査し、対照群とのリスク比を求めた。
3)その結果、検討した29 疾患(群)のうち、ガーダシル接種者中から５人以上が発症した自己免疫疾患が23 疾患。うち20 疾患で有意差はなし。
4)しかし、病者除外バイアスを考慮していないにもかかわらず、３疾患でガーダシル群が有意に高かった：ベーチェット病（リスク比3.37）、レイノー病（リスク比1.67）、I型糖尿病（リスク比1.29）である。
8
・文献1.および文献4～7に関する解説は、スライド41～44参照

名古屋市調査(1)調査の基本的事項• 対象者: 出生年度が1994～2000年（おおむね中学3年生=14/15歳～21歳）の女性約7万人• アンケート調査を行った:以下の項目を質問
1) HPV ワクチン接種の経験
2)症状の有無 （24種類、その他：後述）

9名古屋市調査(2)基本的事項：回答率、接種割合

10名古屋市調査(3)出生年度とワクチン接種率 (%)

1994-96年(平成6-8年)生まれ（19-21歳）の人には、88-90％という高い割合
でHPVワクチンが接種された。病者除外バイアスの影響を強く受けるはず．
11

名古屋市調査(4)接種有無別有症状割合と未調整オッズ比12(4)接種有無別有症状割合と未調整オッズ比13

13

名古屋市調査(5)非接種者における有症状オッズ比（各年齢の15歳との比較)
生まれた年度 2000
平成
およその年齢1999

1998

1997 1996

1995

1994

14

(5)非接種者における有症状オッズ比（15歳との比較)
生年度2000

続き

年齢 15

1999

16

1998

17

1997

18

1996

19

1995

20

1994

21 増加年率15名古屋市調査(6)年齢補正、有症状オッズ比(接種者 vs 非接種者)

16

(6) 年齢補正、有症状オッズ比(接種者 vs 非接種者)
続き

補正前
OR
95%CI

補正後
OR
95%CI

17

名古屋市調査(7)速報の 結論• 年齢補正を行った結果、24項目の症状について、
ワクチン接種者に有意に多い症状はなかった。
• 逆に、ワクチン接種者に有意に少ない症状があるが、これは症状のある方がワクチンを接種しなかった結果とも考えられ、ワクチン接種によって症状が少なくなったとは言い切れない（正式公表前）（この部分は、正式公表からは削除された）。

• なお、この結果は統計的な分析であり、個々の事
例の因果関係については慎重に判断する必要がある。
18

名古屋市調査(8)速報の最大の問題点• 病者除外バイアスをまったく考慮していない• 接種率上昇により病者が高率に除外されることによる、非接種者における病者（有症状）
オッズ比の上昇を、年齢による上昇と誤認し、• 年齢調整をした結果、有症状者のオッズ比（接種群vs非接種群）が有意に低下するという、極めて奇妙な結果を導きだした。
19

病者除外バイアスの起きる仕組み (1)除外なし
図1
病者除外
がない
場合

・ 「病者」がaの割合、健康者がb(=1-a)の割合いる集団を想定する。
「病者」にも「健康者」にも、接種率cで均等に接種されるので、非接種率は、病者も健康者もd(=1-c)である。
・したがって、接種群の病者／健康者の比（オッズ）はac／bc＝a／b、非接種群の病者／健康者の比（オッズ）はad／bdで、やはりa／bである。
・接種群も非接種群も、病者／健康者の比（オッズ）はa／bなので、オッズ比は1.0・ワクチンが無効かつ無害なら、接種後の発病オッズ比は、接種前の病者オッズ比と同じであるから1.0となり、接種の有無に関係なく、症状の有無は異ならない。
20

病者除外バイアスの起きる仕組みの説明(2)除外ありなら
図2：
病者除外
がある
場合

・図1のac（接種群の病者）のうち、eの割合でワクチン接種から除外され、非接種群に入れられる人がいると仮定しよう。除外される人の割合は、aceで表される。
すると、図2における接種群の病者はacよりもaceだけ少なくなり、非接種群の病者は、adにaceが加わる（増える）。
それとともに、接種群の健康者はace増加し、非接種群の健康者はaceだけ減少する。
その結果、接種群の病者／健康者比（オッズ）は(ac-ace)／(bc+ace)となり、非接種群の病者／健康者比（オッズ）は、(ad+ace)／(bd-ace)となる。
したがって、ワクチン接種群の非接種群に対する病者のオッズ比は、

OR =((ac-ace)/(bc+ace))／((ad+ace)/(bd-ace))である。

21

病者除外バイアスの起きる仕組みの説明図(再掲）
図1：
病者除外
がない
場合

図2：
病者除外
がある
場合

22

病者除外バイアスの起きる仕組みの説明(再掲）
図1. 「病者」がaの割合、健康者がb(=1-a)の割合いる集団を想定する。
「病者」にも「健康者」にも、接種率cで均等に接種されるので、非接種率は、病者も健康者もd(=1-c)である。
したがって、接種群の病者／健康者の比（オッズ）はac／bc＝a／b、非接種群の病者／健康者の比（オッズ）はad／bdで、やはりa／bである。
接種群も非接種群も、病者／健康者の比（オッズ）はa／bなので、オッズ比（OR)＝1.0
ワクチンが無効かつ無害なら、接種後の発病オッズ比は、接種前の病者オッズ比と同じであるから1.0となり、接種の有無に関係なく、症状の有無は異ならない。
図2. 図1のac（接種群の病者）のうち、eの割合でワクチン接種から除外され、非接種群に入れられる人がいると仮定しよう。除外される人の割合は、aceで表される。すると、図2における接種群の病者はacよりもaceだけ少なくなり、非接種群の病者は、adにaceが加わる（増える）。それとともに、接種群の健康者はace増加し、非接種群の健康者はaceだけ減少する。
その結果、接種群の病者／健康者比（オッズ）は(ac-ace)／(bc+ace)となり、非接種群の病者／健康者比（オッズ）は、(ad+ace)／(bd-ace)となる。
したがって、ワクチン接種群の非接種群に対する病者のオッズ比は、

OR =((ac-ace)/(bc+ace))／((ad+ace)/(bd-ace))である。

23

非接種群における有症状オッズ比（各年齢における有症状と、15歳との比較)
一般的に[1]病者が除外されない場合の有症状オッズは a/b[2]病者が除外される場合の有症状オッズは (ad+ace)／(bd-ace)であるから、両者の比(オッズ比)は ((ad+ace)/(bd-ace)) ／(a/b)
これが非接種群に生じる病者除外の影響(次スライド;グラフ参照)．

名古屋市では：病者が除外されない状況は不明．このため、15歳(接種率15%)に対するオッズ比が求められた（これも過小評価）．
しかも、病者除外バイアスの影響を年齢によると誤解釈． 24

非接種群への病者除外バイアスの影響
病者除外「なし」に対する「あり」のオッズ比、“病者割合a” = 0.001 (0.1％として)

A：接種程度：割合（％）表示
e:除外割合
e=0.9
e=0.7
e=0.5
e=0.3
e=0.1
e=0.01
e=0

12

病
11
者
オ 10
ッ 9
ズ
比 8
（

(
）

除
外
あ
り
／
な
し

）

病
者
オ
ッ
ズ
比
除
外
あ
り
／
な
し

12
11
10
9
8
7
6
5
4
3
2
1
0

B：接種程度：オッズ表示（接種/非接種）

7
6
5
4
3
2
1
0

e:除外割合
e=0.9
e=0.7
e=0.5
e=0.3
e=0.1
e=0

0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

c:ワクチン接種率（％）

接種オッズ(接種/非接種比）%換算％

接種率が15％（接種オッズ=0.18）程度なら( )、病者除外の割合にかかわらず除外の影響は少ない。しかし、名古屋市のように接種率が90％（接種オッズ=9)では、その影響は大25
オッズ比は5を超える()(病者の半数が除外された場合、すなわち e=0.5の場合で)。

22歳以降の有症状者増加を15-21歳の増加率で予測あり得ない頻度となる
有 100,000症状 10,000
者
の
1,000
1
5
100
歳
に
対
10
す
る
1
倍
率
15

18.簡単な計算ができなくなった(38.9%）
21.普通に歩けなくなった(37.9%)
22.杖や車いすが必要になった（30.9%)
19.簡単な漢字が思い出せなくなった(29.7%)
23.突然力が抜ける(20.9%)

20

25

30

年齢（歳）

35

40

45

50

24.手や足に力が入らない(11.0%)（年間増加率）15～21歳の有症状の増加が年齢のためであれば、その後の女性の有症状者は、驚異的な頻度となる：あり得ないこと 26

調査への具体的影響：24.手や足に力が入らない
非接種群の各年齢の有症状オッズ比（15歳=接種率15%＝１と比較して）
スライド25のAによく似たパターン

スライド25のBによく似たパターン

n=7, Spearman‘s のランク相関係数=0.991,
p=0.0028

接種率27

調査への具体的影響：18.簡単な計算ができなくなった

非接種群の各年齢の有症状オッズ比：2000年生まれ（15歳）=接種率15%を基準（1.0）として

（

有
症
状
オ
ッ
ズ
比

スライド25のBによく似たパターン
6
有
症
状
オ
ッ
ズ
比

5
4

（

各
年
齢
／
1
5
歳

6

スライド25のAによく似たパターン

3

各
年
齢
／
1
5
歳

2
1

)

)

0
0

20

40

60

接種率 (%)

80

100

5
4
3
2
1

n=7, Spearman‘s のランク相関,p=0.048

0
0

2

4

6

8

接種オッズ(接種／非接種比)

1028非接種者各年齢の症状有無比(オッズ）の15歳(接種率15%)の症状有無比(オッズ）に対するオッズ比
ワクチン接種率との関係（症状：１８，１９，２１，２４）
8

スライド25のAによく似たパターン
18.簡単な計算ができなくなった（

19.簡単な漢字が思い出せなくなった21.普通に歩けなくなった）24.手や足に力が入らない

0
0 20 40 60 80 100

HPVワクチン接種率（％）

有
症
状
オ
ッ
ズ
比

18.簡単な計算ができなくなった

7
6

19.簡単な漢字が思い出せなくなった5
4

21.普通に歩けなくなった

対 3
1
2
5
歳 1

24.手や足に力が入らない

）

対
3
1
5 2
歳
1

8

（

有
症 7
状
6
オ
ッ 5
ズ
比 4

スライド25のBによく似たパターン

0

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10

ワクチン接種オッズ（接種/非接種比）
29

HPVワクチン接種率と、非接種群の有症状者オッズ比との関連
名古屋市調査の表4をグラフにした

3

オ
ッ
ズ
比

スライド25のAによく似たパターン

2
1
0

0

20

40

60

80

100

ワクチン接種率（％）
8
7
オ 6
ッ 5
ズ 4
比 3
2
1
0

スライド25のAによく似たパターン

0

20

40

60

ワクチン接種率（％）

80

100

月経不順
月経量の異常関節やからだが痛む
ひどく頭が痛い
身体がだるいすぐ疲れる
集中できない
視野の異常
光を異常にまぶしく感じる
視力が急に低下した
めまいがする
足が冷たい
なかなか眠れない
異常に長く寝てしまう
皮膚が荒れてきた
過呼吸
物覚えが悪くなった
簡単な計算ができなくなった
簡単な漢字が思い出せなくなった
身体が自分の意思に反して動く
普通に歩けなくなった
杖や車いすが必要になった
突然力が抜ける
手や足に力が入らない

表4では、20歳前後(接種率87～90％)の非接種群で、オッズ比が3～7にも達した。
原因は、年齢よりも、病者除外バイアスの影響がはるかに大きいと考えられる。

30

接種群における有症状オッズ比
一般的に[1]病者が除外されない
場合のオッズはa/b[2]病者が除外される
場合のオッズは(ac-ace)／(bc+ace)であるから、a/bを基準(1.0）とした両者の比(オッズ比)は((ac-ace)/(bc+ace)) ／(a/b)
これが、接種群に生じる病者除外バイアスの影響である

31

接種群の病者オッズ比（e=0を基準として）
下図は、病者の割合が0.1％の場合。病者の割合が1％以下ならほとんど同様

1.0

(

病
者
オ
ッ
ズ
比
除
外
あ
り
／
な
し

0.9
0.8
0.7
0.6
0.5
0.4
0.3
0.2
0.1

）

0.0
0

0.1

0.2

0.3

0.4

0.5

0.6

病者接種除外割合(e)

0.7

0.8

0.9

1
32

接種率(c)、除外割合(e)と有症状オッズ比との理論的関係(仮定：ワクチンはは無効/無害)
スライド25と32を総合すると、下図が得られる

A 1.0
0.9
0.8

e=0.1

接
種
／
非
接
種

0.4

0.7
0.6
0.5
0.3
0.2

▼

e=0.5
e=0.7

e=0.9

▼

1.0

e=0.5

0.9
0.8
0.7
0.6
0.5

▼

0.4
0.3
0.2
0.1

▼

)

）

0.1

e=0.3

病
者
オ
ッ
ズ
比
除
外
あ
り
／
な
し

(

（

病
者
オ
ッ
ズ
比

e=0
e=0.01

B

0.0

0.0

0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100
ワクチン接種率 (%)

0 0.1 0.2 0.3 0.4 0.5 0.6 0.7 0.8
病者除外割合(e)ワクチンが無影響でも、非接種群に対する接種群の病者オッズ比は、接種率15％でも0.5を下回る（▼）。そして、名古屋市のように、接種率が90%にもなると、それだけで非接種群に対する接種群の病者オッズ比は0.1（▼）となり、病者が10分の１になったように見える。 33

病者除外バイアスの影響の大きさ：
オッズ比１となるために、害の大きさはどの程度必要か？
16

(

オ
ッ
ズ
比
接
種
／
非
接
種

病者除外バイアスeが存在する状態で、接種者の有症状が、非接種者に同じ、
すなわちオッズ比=1.0になるため、接種者にどの程度に多く症状（病気）が発症する必要があるか、その程度（接種後の有症状オッズ比）を接種率別(c)に示す。

14
12
10
8

c=0.9
c=90%
c=0.7
c=70%
c=50%
c=0.5

6
4

)

c=15%
c=0.15

2
0

0

0.1

0.2
0.3
0.4
病者除外割合(e)

0.5

0.6

接種率が90％(0.9)に達すると()、e=0.3(病者の30％が接種から除外)
なら(→) 、接種により接種前の5.5倍多く発症して初めて、非接種者と同じ
34(オッズ比1.0)になる。e=0.5なら(→)接種前の11倍超で初めてオッズ比1.0に．

病者除外バイアスの影響の大きさ：
見かけオッズ比と、オッズ比1.0になるに必要な害の大きさ、を対比
接種率90％なら、30％除外により(e=0.3 ↓)、オッズ比5.5でやっと、見かけオッズ比1.0に見かけのオッズ比(再掲)

オッズ比1.0になるに必要な害(再掲)

見
か
け
オ
ッ
ズ
比

16

0.9

接
種
／
非
接
種

0.5

接
種 14
群
病 12
者
オ 10
ッ
ズ
8
比

（

1.0

0.8
0.7
0.6

（

0.4

）

接
種
後
／
前

0.3
0.2

）

0.1

6
4
2
0

0.0

0

0.1 0.2 0.3 0.4 0.5 0.6
病者除外割合(e)00.1 0.2 0.3 0.4 0.5 0.6
病者除外割合(e)35接種前の健康状態による調整を要するが、・・・• 本来は年齢ではなく、HPVワクチン接種前の健康状態でオッズ比の調整を行う必要がある（15～21歳は差があってもわずか）．
• 名古屋市調査では、接種前の日頃の健康状態を問うていな
い。したがって、普段の健康状態による調整ができない。
• しかし、収集データから、HPVワクチン接種の真の危険度にできるだけ近いオッズ比を、以下の方法で推定可能である。
• 症状別、接種年次別（年齢別）、接種・非接種別の、対象者、回答者、有症状者の人数を用いて、症状別、接種年次別(年齢別）の有症状者オッズ比と、その95%信頼区間を計算する（スライド37参照）• これは同年齢どうしのオッズ比であり、年齢調整は不要。
• そして、病者除外バイアスが最も少ないはずの接種率15％（15歳）におけるオッズ比を基準にして、他の接種率のオッズ比を調整する。
• なお、これでも完全に病者除外バイアスが消えるわけではない（スライド33-B参照）。しかし、実際の危険度は、得られたオッズ比よりもさらに高いと推定することが可能である。
36

年齢別、症状別にオッズ比を計算するために必要なデータ

1)質問項目1～25(26)の症状について、データを集計する。そのうえで、
2)15歳におけるオッズ比を基準に、各年齢のオッズ比を補正する。
3)比較的頻度が低く、自発報告でHPVワクチン接種後に特徴的と考えられる項目8と17～26の症状、あるいは、2)で結果的にオッズ比が高く出た症状を少なくとも１つ有する人のオッズ比を計算する。 37

結論• 名古屋市調査結果は、HPVワクチン
による被害の大きさを予想させる。
• 名古屋市は速やかに速報結果を撤回して、• 生データを公開し、• 第三者による解析が可能な状態にし、• 自らも、データを解析し直すべきである。
38

付録１：HPVワクチンの接種者と非接種者とを比較した、観察研究について(主要論文を出版年順に示す)(再掲）
関連なしとした論文
1.Siegrist CA, Lewis EM, Eskola J, Evans SJ, Black SB. Human Papilloma Virus Immunization in
Adolescent and Young Adults: A Cohort Study to Illustrate What Events Might be Mistaken for
Adverse Reactions. Pediatr Infect Dis J 2007;26: 979-84
2.Gee J, Naleway A, Shui I, et al. Monitoring the safety of quadrivalent human papillomavirus
vaccine: Findings from the Vaccine Safety Datalink. Vaccine 2011:29: 8279-82.
3.Arnheim-Dahlström L, Pasternak B et al. Autoimmune, neurological, and venous
thromboembolic adverse events after immunisation of adolescent girls with quadrivalent
human papillomavirus vaccine in Denmark and Sweden: cohort study. BMJ. 2013; 347: f5906.
4.Donegan K, Beau-Lejdstrom R, King B, Seabroke S et al. Bivalent human papillomavirus vaccine
and the risk of fatigue syndromes in girls in the UK. Vaccine 2013; 31: 4961-7
5.Scheller NM, Arnheim-Dahlström L et al. Quadrivalent HPV vaccination and risk of multiple
sclerosis and other demyelinating diseases of the central nervous system. JAMA. 2015;313:54-61

関連あり、あるいは関連を示すデータを有する論文
3.Arnheim-Dahlström論文も一部には関連を示すデータあり
6. Geier DA, Geier MR. A case-control study of quadrivalent human papillomavirus vaccineassociated autoimmune adverse events. Clin Rheumatol. 2015;34:1225-31.
7. Baril L, Rosillon D, Willame C, Angelo MG, Zima J, van den Bosch JH et al Risk of spontaneousabortion and other pregnancy outcomes in 15-25 year old women exposed to humanpapillomavirus-16/18 AS04-adjuvanted vaccine in the United Kingdom.. Vaccine. 2015 Jul 21[Epub ahead of print](上記のうち、1および4～7の論文の解説は、スライド41～44参照）

39付録2：病者除外バイアス考慮なく関連なしとする論文(再掲）●2.Gee 論文：
1)接種者の対照群としてどのような人を選んだのか記載が不明確。この点だけでも信頼性を欠く。
2)HPV ワクチン接種目的以外で受診した外来患者を対照群に選んでいる可能性が高いため、対照群には感染症患者が多数含まれ、自己免疫疾患の頻度がそもそも高いはずであり。対照としては全く不適切である。

●3.Arnheim-Dahlstrom 論文
1)スウェーデンとデンマークにおけるデータベースを駆使して、2006 年から2010年の間に実施した10 ～ 17 歳約100 万人の少女を追跡した調査。
2)約30 万人が少なくとも１回のガーダシルの接種を受け（平均2.35 回）、接種開始から接種終了後180 日間観察した。年齢や親の教育レベル、接種年などを調整し、53 種類の神経疾患、自己免疫疾患、静脈血栓症などの罹患率を調査し、対照群とのリスク比を求めた。
3)その結果、検討した29 疾患(群)のうち、ガーダシル接種者中から５人以上が発症した自己免疫疾患が23 疾患。うち20 疾患で有意差はなし。
4)しかし、病者除外バイアスを考慮していないにもかかわらず、３疾患でガーダシル群が有意に高かった：ベーチェット病（リスク比3.37）、レイノー病（リスク比1.67）、I型糖尿病（リスク比1.29）である。

40

付録３：有病率と罹患率を混同した論文
1.Siegrist 論文（厚労省の多発性硬化症30人発症の根拠論文）
分母：米国医療保険の加盟者数（2005年、9-18歳と19-30歳の女性）
分子：2005 年１年間に１回でも自己免疫疾患などの病気で受診した人数
これは有病率である（罹患率は、新たに発症した患者数が分子となる）。
有病率＝ある時点で病気を有する人の割合
罹患率＝ある期間にある病気が新たに発生した頻度
自己免疫疾患は容易に治癒しない→有病率は罹患率の10～30倍•例えば世界各国の多発性硬化症の有病率/罹患率の比は、平均20•したがってSiegrist らの頻度は、ワクチン接種後に新たに発生する自己免疫疾患の罹患率との比較には使えない。
•Siegrist らのデータ：多発性硬化症/ 視神経炎は有病率5.1人/10 万人
罹患率は0.25 人/10 万人年程度と推定される。これは、一般人口の同年齢女性の多発性硬化症罹患率（１～５人/10 万人年7)）より低い。
•１か月当たりに換算すると0.021人/10万人月、330万人では0.7人にすぎない。日本人の多発性硬化症罹患率は、欧米の10分の１以下 と低いので、１人発症していても、発症率が高い可能性がある。実際はすでに3人の報告があり、自然発症よりも高い。
•厚労省は、Siegristらのデータを用いて、330万人で30人の多発性硬化症が発症しなければならないとしているが、上記理由により、間違いである。 41

付録４：self-controlled case series (SCCS)
自己コントロール症例シリーズ法の問題点• 4.Donegan論文• 5.Scheller論文 はいずれも、
self-controlled case series (SCCS) の方法で行われた研究。
●この方法は、症例のみを用い、自分自身の薬剤不使用時の状
態（使用前、あるいは、使用終了後）を対照として、薬剤使用中の病気の発症頻度を比較する方法。
●この方法は、薬剤の影響が、使用開始後、ごく短期間に現れ、薬剤の使用を中止すれば、害が短期間で消失するような場合にのみ応用できる方法。
● HPVワクチンの害は接種後長期経過後にも発症する。
ところが、影響が現れるのは1年後程度として、リスク比を計算し、有意差がなかったとした。
・18か月後まで発症するとして計算すると、有意ではないが、リス
ク比は上昇していた（Donegan: RR=1.47, p=0.25)。
・RCTの追跡調査では、3～4年以降にさらに増加傾向があるた
め、この方法はリスク評価には不適切である。
42

付録５：HPVワクチンと症状との関連あり／関連を示すデータを有する論文
6. Geier 論文 と 7. Baril論文
いずれも、病者除外バイアスの影響を受けない

6. Geier 論文について
・FDAのワクチン有害事象報告(VAERS)データベースを用い、・HPVワクチン使用と、自己免疫疾患の危険度を推定する症例対照研究を実施（症例・対照とも、女性のみ、年齢は18～39歳）。
・オッズ比(95%信頼区間)は:胃腸炎(自己免疫性）4.6 (1.3-18.5), 関節炎: 2.5 (1.4-4.3),
SLE: 5.3 (1.5-20.5), 血管炎: 4.0 (1.01-16.4), 脱毛: 8.3 (4.5-15.9),
中枢神経系病変: 1.8 (1.04-2.9)であった。さらに、・リウマチ因子/抗核抗体/抗リン脂質抗体陽性者は、HPVワクチン
接種者で多かった。オッズ比＝4.8（2.7-8.7）（p<0.0001)。
43

付録６： 7. Baril論文：
著者らは関連を否定、データは関連を示す
目的：妊娠初期におけるHPVワクチン接種の流産への影響を評価。
対象者：15～25歳の妊娠女性。
曝露：接種前30日から最終接種45日（～90日）後までに妊娠第１日
非曝露：最終接種から4-18 か月後に妊娠第1日。
結果： 妊娠第1日目の年齢で調整した対照妊婦に対する、HPVワクチ
ン曝露妊婦のハザード比(95%CI) は 1.30 (0.79-2.12) であった。
Barilらの解釈：流産リスク増加のエビデンスはない。
問題点：1)-30 ～ +45日における、 ワクチン接種回数と、流産リスクとの間に、
用量-反応関係があった。ハザード比(HR)は、
1回接種1.11 (0.64-1.91)、2回接種2.55 (1.09-5.93, p=0.03)．
2)HPVワクチンRCTでは、接種3年以降にも自己免疫疾患が変動・増加するため、接種後4～18か月後の妊娠にも悪影響があるはず。
流産のリスク比2.55でも、過小評価である。
3)HPVワクチンは、抗リン脂質抗体を陽性化させること、を考慮すれ
ば、HPVワクチンは流産の危険性がある、と結論すべきである。 44

他の資料もご覧ください
このスライドは薬のチェックTIP誌65号：2016年5月号の記事“HPVワクチン被害と「病者除外バイアス」”の補足資料です。
本文と合わせご覧ください。なお、薬のチェックTIP誌57号(2015年1月 http://www.npojip.org/chk_tip.html#No57)「薬のチェックは命のチェック」(http://www.npojip.org/contents/book/1.html)

No52

No53

No54

にも、HPVﾜｸﾁﾝの害に関する関連記事（アジュバントの害、一般人口と比較してHPVワクチン接種後には自己免疫疾患が多発すること、など）の記事が満載です。参照ください。なお、このスライド、および、薬のチェックTIP誌
57号(2015.1月号）と65号（2016.5月号）の記事は、いずれも、出典を明記し45て頂いたうえで、できるだけ広めていただけるよう、お願いします。