オセルタミビル（タミフル）と異常行動
廣田班データを適切に解析すれば有意な関連，10 歳未満もNPO 法人医薬ビジランスセンター（薬のチェック）

浜六郎（TIP「正しい治療と薬の情報」2008 年１月号より転載。なお、表２と表 3-3 に誤り、および、
図３を未完成のままお届けすることになりました。深くお詫び申し上げます（ただし、本稿では訂正済みです。訂正部分の確認には、巻末の正誤表を参照ください）平成 19 年度第 5 回安全対策調査会（2007 年 12 月 25 日開催）において公表されたタミフル関連の研究結果の大部分は，それ以前の作業班で報告された内容であり、本誌 2007 年
12 月号[1]でその問題点を指摘した．
当日，大規模疫学調査（主任研究者：廣田良夫大阪市立大学大学院教授）（以下「廣田班」
調査）の第一次予備解析結果が報告された[2]．あくまでも第一次予備解析結果であり最終結果ではないとしながらも，タミフル服用群が非服用群に比べてかえって異常行動が少なかったという結果が公表された（非服用群 22％，服用群 9.7％，オッズ比 0.382；95％信頼区
間 0.338-0.432，p<0.0001）とされた．
しかし，この結果は，これまでの研究結果と矛盾し，いかにも不自然である．NPO 法人医薬ビジランスセンター（薬のチェック）においてその原因について検討したところ，解析方法に根本的な欠陥（誤分類）があることが判明した[3]．
そこで，適切な方法で解析した結果，タミフルが処方された場合，処方されない場合に比較して有意に高頻度に異常行動を起こした．最も低く見積もった場合でも，オッズ比 1.37
（95%信頼区間 1.18-1.58，p=0.0000192），最大でオッズ比 2.56（95%信頼区間 1.833.61）であった．
「事故につながったり，他人に危害を与えたりする可能性がある異常な行動」は「重症異常行動」と定義されたが，そのオッズ比は 1.70（95%信頼区間：0.76−3.79，p=0.19）であった．全異常行動が有意であり，重症異常行動については有意ではないものの，オッズ比の値そのものは，全異常行動のオッズ比よりも高い．したがって，この値は意味がある[3]．
このように，当センターにおいて正しい方法で再計算した結果によれば，タミフルにより異常行動が増加することを示していると判明した（『薬のチェック』速報版 No101[3]）．
適切な解析方法はどのようなものか，廣田班の解析方法の誤りは何なのか，適切な解析方法による結果はどう解釈すべきであるのか．改めてこの問題点について考えたい．
１．曝露の影響を考えるための基本：２×２表の見方
表１に，薬剤など，健康に影響を与える物質が健康状態（イベント発生）に影響を与えているかどうか，その関連を評価する基本的な分類方法を示した．疫学的評価方法の基本中の基本であり，２×２表，あるいは４分表と呼ばれる．
曝露要因の「あり・なし」で分けて，イベントの発生を前向きに見て比較するのがコホート調査であり，イベント発生割合，Ａ／（Ａ＋Ｂ）とＣ／（Ｃ＋Ｄ）を比較する．本件でも，タミフル処方の有無でイベント（異常行動）の発生を前向きに調査しているので，短期間で1あるが，一種のコホート調査とみなすことができる．

あるが，一種のコホート調査とみなすことができる．
一方，症例対照研究では，イベントの「あり・なし」別に，曝露要因保有の割合すなわち，Ａ／（Ａ＋Ｃ）とＢ／（Ｂ＋Ｄ）を比較する．
オッズ比はいずれの場合も，（A×D）／（B×C)である．
このような２×２表，あるいは４分表の作成過程において，最も注意すべきことは，コホート調査でも，症例対照研究でも，比較しようとする２群が，比較が可能な２群であるかどうかである．背景や出所が明らかに異なる２群ができるようではいけないし，イベントの採用の時期をはじめ，その条件が同一であることを確認する必要がある．比較できないものを誤分類すると，分母と分子が本来のものと異なるため，結果が全く異なってくるからである．

表１ 関連を検討するための２×２表（４分表）
イベント
合計（従属変数）

曝露要因(独立変数）

あり

なし

あり

A

B

A+B

なし

C

D

C+D

A+C

B+D

A+B+C+D

合計

コホート調査では曝露要因「あり・なし」別にイベント発生
割合， Ａ／（Ａ＋Ｂ）と Ｃ／（Ｃ＋Ｄ）を比較する．一方，症例対照研究では，イベントの「あり・なし」別に，曝露要因
保有の割合すなわち，Ａ／（Ａ＋Ｃ）と Ｂ／（Ｂ＋Ｄ）を比較する．
オッズ比はいずれの場合も，（A×D）／（B×C)である．
この表の見方の前提として最も重要なことは，比較しようとする２群が比較可能な２群であるかどうかである．誤分類すると，比較できない 2 群ができるため，本来の結果と異なって
くる．

２．廣田班第一次予備解析結果のデータの構造
今回公表された廣田班の調査は，横田班が調査計画を立て，2007 年の調査が開始され，途中で廣田班に受け継がれたものである．
異常行動の有無は，患者家族による全経過における異常行動の有無のチェック（図１）と，異常行動を起した時間を時間軸の右側にチェックすることにより判明する（図２）．
一方，タミフルに関しては，医師による処方のチェックと，患者家族による服用時間のチ
ェック（図２）のみである．患者家族による全経過での服用有無の記入はされていない．
2

3

図２ 患者家族が記入する経過観察調査票（記入例）4

記入方法の基本は上記のとおりである．その結果，全経過において異常行動があっても異常行動を起した時間の記入がない例，タミフルが処方されたが服用（時間）が記入されていない例が存在しうる．
また，タミフルを服用後に異常行動を起こした例だけでなく，タミフル服用前に異常行動が出現した例が存在する．タミフルが処方され異常行動が出現したが，いつ異常行動があったのか不明な場合もあり，それは服用(時間)の記入がある場合もない場合にも存在した．
そうした状況を細かく分類し，それぞれに該当する人数を，廣田班の一次予備解析報告には記載している．一般にも分かり易く書き直したものを表２に示した．
タミフル処方群の，異常行動を起した時間の記入もれは（c+e）／（a〜e 合計）＝179/1196（15.0％）と求めることができる．タミフル非処方群の異常行動を起した時間の記入もれは i／（h+i）＝34/261（13.0％）でありほぼ同じである．

服用（時間）無記入には，服用しなかった場合と，「服用したが記入漏れ」とがありうるが，この調査で区別は不可能である．

表２ 廣田班で得られたデータの構造
タミフル処

異常行動あり

方の有無

区分

処方あり

処方なし

異常行動なし

合計

人数

区分

人数

人数

(a）タミフル服用後に異常行動

700

（ｆ）服

(b )タミフル服用前に異常行動

285

用

5953

7109

(ｃ）服用記入有，異常行動時間不明

171

入有

(d)服用無記入，異常行動時間記入

32

(ｇ)服用

(e)服用無記入，異常行動時間不明

8

無記入

528

568

227
34

(j )いず19312192(ｈ)異常行動時間記入(i )異常行動時間記入なし

記

れもなし

異常行動の有無は，患者家族による全経過における異常行動の有無のチェックと，異常行動を起した時間をチェックすることにより判明する．全経過において異常行動があっても異常行動を起した時間の記入がない例があり，時間の記入もれは約 15％（（c+e）／（a〜e 合計））．一方，
タミフルに関しては，医師による処方のチェックと，患者家族による服用時間のチェックのみ．
患者家族による全経過での服用有無の記入はされないので，服用（時間）無記入には，「非服用例」と「服用し記入漏れ」がありうる．しかしこの調査で，両者の区別は不可能である．

（廣田班公表データを用い NPO 法人医薬ビジランスセンター（薬のチェック）で再構成）

5

３．タミフルと異常行動の関連検討のための方法（廣田班データを用いて）(1)薬剤服用後異常行動のタミフル服用有無別比較の 2×2 表（表 3-1）作成が理想的だが不可能
タミフルと異常行動の関連を検討するために，最も求めたい適切なデータは，タミフル服
用例とタミフル非服用例（他薬剤服用例）における，薬剤服用後の異常行動の発症割合が比較できるデータである．そのデータ構造の基本を表３-1：タミフルと異常行動の関連検討のための２×２表（１）に示す．
必要な数値（Ａ1，Ｂ1，Ｃ1，Ｄ1）を，表２の記号を用いて表した．この表中には，x で表したように，表 2 の数値からは求められない数値がある．したがって，表３-1 のような理想的な，タミフル服用の有無別，タミフル（あるいは他薬剤）を服用後の異常行動発症割合は求められない．
(2)次善の方法（タミフル服用有無別全経過の異常行動発症割合比較：表 3-2）も不可能
つぎに次善の方法として，タミフル服用の有無別の，全経過における異常行動発症割合が比較できるかどうかを見てみると，これも不可能である（表３-2）．この表中にも，y1 や y2で表したように，表 2 の数値からは求められない数値がある．したがって，表３-2 のような次善の方法でも異常行動発症割合は求められない．
(3)可能なのはタミフル処方有無別全経過の異常行動発症割合比較(表 3-3)
最も明確に定義され，2 群で比較可能な数値が得られるのは，表３-3 の方法である．この方法では，もともとタミフルが処方された全員をタミフル処方群とし，処方されなかった全員を非処方群として，異常行動発症者の割合を比較する方法である．
一旦，処方あるいは非処方が決定した後，処方群で服用したかどうかが明瞭でない例が存在するため，処方群全例を分母にして異常行動の発症割合を求め，非処方群と比較する．タ
ミフル非処方群といっても，タミフルが処方されていないだけであり，他に薬剤は処方されている例がほとんどであろう．いわば，タミフル以外の薬剤のみの処方群である．

表３-1 タミフルと異常行動の関連検討のための２×２表（１）
各セルに相当する値
A1=a

あり

なし

あり

A1

B1

A1+B1

C1=h＋i-x

なし

C1

D1

C1+D1

D1=j

B1=ｆ

*この場合の薬剤は，タミフル服用群ではタミフル，タミフル非服用群ではタミフル以外の薬剤である．もし全く何も服用していないなら，タミフル服用群における最初の診察から１回目のタミフル服用までの平均時間を求め，その時間以降の異常行動をイベントとするべき．

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表３-2 タミフルと異常行動の関連検討のための２×２表（２）
全経過の各セルに相当する値

異常行動

タミフル服用合計

A2=a＋b＋c＋y1

あり

なし

あり

A2

B2

A2+B2

C2=h＋i＋（d+e-y1)

なし

C2

D2

C2+D2

D2=j＋（g-y2）

B2=ｆ＋ｙ2

本来調べたいのは，上記の関係のうち，さらにタミフル服用後（もしくは非服用群の他薬剤服用後に生じた異常行動であるが，収集されたデータから，そうしたデータを抽出することは不可能である．タミフル
服用か非服用かの分類による数値を求めることができない（確実な D1 の値すら求められない）．したがって，確実に D の値が決まる（２）の表の D2 を選ばざるを得ない．

表３-3 タミフルと異常行動の関連検討のための２×２表（３）
全経過の各セルに相当する値

異常行動

タミフル処方

合計

A3=a＋b＋c＋d＋e

あり

なし

あり

A3

B3

A3+B3

C3=h＋i

なし

C3

D3

C3+D3

D3=j

B3=ｆ＋ｇD3（タミフル処方なし，異常行動なし=j）が決まれば，それに対応する「異常行動あり」は，C3（h+i）
である．「タミフル処方なし」に対応するのは，「タミフル処方あり」だから，A3（タミフル処方あり，
異常行動あり）は，A3=a+b+c+d+e であった．この考え方により，タミフル処方群と非処方群を比較するのが最も適切である．

(4)タミフル非処方群にも薬剤非服用イベントが発症する
したがって，そうしたタミフル以外の薬剤処方群中にも，薬剤服用前に異常行動が発症する例や，薬剤非服用例が存在しうるはずである．それらいわば，早期発症薬剤非服用イベント（EEWOD：early event without drug），あるいは，単なる薬剤非服用イベント（EWOD：
event without drug）である．これらは，いずれにしても薬剤とは全く無関係であるから，両群に同程度含まれていることになる（ただし，タミフル処方群と非処方群とで，インフル
エンザの症状の程度など背景因子が同程度であったとの仮定が必要である）．図３に，その関係を示す．

7

したがって，両群に同程度に含まれる，薬剤非服用イベント（EWOD：event without drug）
を両群から減じて求めた理想的な表 3-1 の服用の有無別，薬剤服用後の異常行動の発症割合の相対危険やオッズ比は，これらを含むタミフル処方群と非処方群（主に他薬剤処方例）とを比較した相対危険やオッズ比よりも高くなるはずである（分母は同じで分子が同割合小さくなるため）．しかし，絶対リスク増加（もしくは絶対リスク減少），つまり，「処方群のイベント発症割合−非処方群のイベント発症割合」は異ならない．
したがって，タミフル処方群と非処方群（主に他薬剤処方例）の比較は，タミフルの影響を過小評価することになっても，過大評価になることはないので，検定の障害にならない．
また，絶対リスク増加が変わらないということは，ＮＮＨの計算にも影響しないのである．
４．服用(時間)記入なし例の問題点
表２におけるタミフル服用(時間)無記入の例（d，e，g）の扱いには，かなり注意を要する．
仮に，タミフル服用(時間)無記入の例が独立した群として存在すると仮定して，表４に示した．
この群の異常行動の発症割合は，タミフル服用群はもとより，タミフル非処方群よりもさらに小さい（p<0.001）．一方，タミフル服用(時間)無記入の割合は，異常行動なし群に比し異常行動あり群で極端に少ない（8.1％対 3.3%，p<0.001)とみることもできる．いずれにしても，タミフル服用(時間)無記入群はタミフル服用例とは異質である．
しかしながら，タミフル服用(時間)無記入を「タミフル非服用」とするわけにはいかない．
異常行動を起した子では異常行動のなかった子よりも，タミフルを服用した場合の記入もれが少なくなる可能性があるからである．したがって，この点からも，タミフル処方の有無別に集計するのが妥当であるといえる．
8

表４

服用記入有無，処方なし群別異常行動発症割合の比較
異常行動

タミフル
処方の有無

あり

なし

合計

服用の有無

人数

％

人数

人数

１．処方あり服用確実

1156

16.3

5953

7109

２．処方あり服用無記入*

40

7.0

528

568

１＋２．処方あり

1196

15.6

6481

7677

３．処方なし

261

11.9

1931

2192

オッズ比

１ vs ２

2.56

１ vs ３

1.44

２ vs ３0.56

１＋２ vs ３

1.37

1.83-3.61
95％信頼区間1.24-1.66
0.39-0.80
1.18-1.58*：タミフルが処方されたが，服用(時間)が記入されていない例．この群の異常行動の発症割合は，タミフル服用群はもとより，処方なし群よりもさらに小さい．一方，服用無記入の割合は，異常行動なし群に比し異常行動群で極端に少ない（8.1％対 3.3%)．タミフル服用無記入例はタミフル服用例とは異質な群ではあるが，「タミフル非服用」とするわけにはいかない．異常行動を起した子では異常行動のなかった子よりも，タミフル服用した場合の記入もれが少なくなる可能性があるからである．
したがって，この点からも，タミフル処方の有無別に集計するのが妥当である．

（廣田班公表データを用い NPO 法人医薬ビジランスセンター（薬のチェック）で解析）

５．タミフル処方群と非処方群との比較（1)全年齢，全異常行動例の分析
この点に留意しながら，タミフル処方群と非処方群の異常行動発症割合を計算した．表５にその結果をまとめて示した．
インフルエンザ患者の異常行動は，タミフル非処方群（主に他薬剤処方例）では 11.9％（2192 人中 261 人），一方，タミフル処方群では 15.6％（7677 人中 1196 人）に異常行動が発症した．非処方群に対するタミフル処方群の異常行動発症オッズ比は，1.37（95%信
頼区間 1.18-1.58，p=0.0000192）．
異常行動の NNH（Number Needed to Harm）は 27 であった．NNH（異常行動）=27の意味は，「27 人がタミフルを服用すると 1 人がタミフルのために余分に異常行動を発症する」ということである．なお，この 27 人に 1 人という数は，タミフル処方群と非処方群（他薬剤処方群）との間に重大な偏りがないことを前提にしている．それを前提にすると，純粋にタミフルによって生じる異常行動の発症割合と考えることができる．

9

表５

廣田班データを用いたタミフル処方群と非処方群における異常行動・重症異常行動出現の比較
タミフル服用

非服用

オッズ比

対象

全年齢

１０代

１０歳未満

対象

異常

（ｎ

異常

（ｎ）

行動

％

）

行動

異常行動

7677

1196

15.6

2192

重症異常行動

6906

40

0.58

異常行動

2323

199

重症異常行動2237

異常行動
重症異常行動

P値

オッ

９５％信

％

ズ比

頼区間

261

11.9

1.37 1.18-1.58

0.000019

2046

7

0.34

1.70 0.76-3.79

0.19

8.6

951

73

7.7

1.13 0.85-1.49

0.40

14

0.63

910

3

0.33

1.90 0.55-6.64

0.30

5354

997

18.6

1241

188

15.1

1.28 1.08-1.52

0.0041

4669

26

0.56

1136

4

0.35

1.58 0.53-5.36

0.39

全年齢における異常行動の NNH＝27，10 歳未満では NNH＝29 であった．これは，タミフルを服用した 27 人中 1 人，あるいは，29 人中１人が，タミフルだけのために異常行動を生じたといえる）（廣田班公表データを用い NPO 法人医薬ビジランスセンター（薬のチェック）で解析）(2)10 歳未満でも有意に異常行動が増加

全年齢のデータと 10 代のデータから，10 歳未満の異常行動の発症割合を計算することができる．タミフル非服用例では 15.1％（1241 人中 188 人）であった．一方，タミフル処
方群では 18.6％（5354 人中 997 人）に発症した（表５）．非処方群に対するタミフル処方
群の異常行動発症オッズ比は，1.28（95%信頼区間 1.08-1.52，p=0.0041：表５）であった．10 歳未満における NNH も 29 であり，全年齢とほぼ同じであった．
10 歳未満で有意であったというこの事実は，タミフル使用禁止措置が，10 歳代だけでな
く，10 歳未満にも必要であることを示す．
(3)重症異常行動に関しても異質性のないデータ
廣田班の調査では，軽症の異常行動（異常言動を含む）を広範囲に収集しているが，そのうち「事故につながったり，他人に危害を与えたりする可能性がある異常な行動」を「重症異常行動」と定義して，別に集計している．
そこで，重症異常行動に限ってタミフル処方群とタミフル非処方群（他薬剤処方群）で比較した．全年齢では，非処方群 0.34％（2046 人中 7 人）に対し，タミフル処方群は 0.58％（6906 人中 40 人），オッズ比は 1.69 であった．割合の差は統計学的には有意ではないが，異常行動全体よりむしろオッズ比が高い傾向にあった（表 5）．
10 代では，異常行動全体は，非処方群が 7.7％（951 人中 73 人）に対し，タミフル処方
群では 8.6％（2323 人中 199 人）で，両群に差はなかった（オッズ比 1,13）（表５）．一方，10 代における重症異常行動は，非処方群が 0.33％（910 人中 3 人）に対して，タミフ
ル処方群では 0.63％（2237 人中 14 人）であり，統計学的には有意の差はないものの，オッズ比は 1.90 であった（表５）．この場合も統計学的には有意な関連とはいえないが，タミ
10フル処方群で異常行動の報告がなされにくくなる可能性を考慮すると，本来のオッズ比はより高い可能性がある．
なお，タミフル服用前など早期異常行動発症例を両群から同じ割合で除くと，オッズ比は，
全年齢の重症異常行動では 2.0（0.66-6.2），10 代で異常行動全体では，1.2（0.87-1.7），
10 代の重症異常行動は，2.4（0.4-13.68）と計算でき，統計学的には有意でないものの，
いずれも，早期発症例を含めたよりも違いが大きくなった．
またこれらのデータは，全年齢の異常行動全体の有意な発症増大と同じ傾向にあり，異質性の全くないデータである．単に発症数が小さいために統計学的に有意にならないだけであり，関連がありうると考えておくべきデータである．
６．タミフル処方群と非処方群の 1 日目の差はより大きいだろう
全経過を通じても，タミフルを処方されなかった場合に比較してタミフルが処方された例
では，異常行動が 1.37 倍であった．
タミフル処方後の精神神経症状（特に異常行動）のケースシリーズの解析[4],突然死例のケースシリーズの解析[5]，異常行動･事故死例のケースシリーズの解析[5]などの結果から，こうした短期突発型反応は，その約 80％以上が１〜２回の服用で生じている．
2006 年 11 月に公表された横田班の調査結果では，全体では，タミフル未服用時の異常言動の累積発症割合が 10.6％に対して，タミフル服用時の累積発症割合が 11.9％，ハザード
比 1.16（95%信頼区間 0.90-1.49）と報告されている[6,7]．
しかし，当センターによる最もリーズナブルと考えられる解析方法（タミフル使用開始区
間の人数をタミフル使用者と未使用者に２分の１ずつ振り分け，タミフル使用開始区間の発症者は全てタミフル服用者と仮定して累積発症割合を計算）による累積発症割合は[8,9]，タ
ミフル未使用時の 8.9％に対して，タミフル使用例では 14.3％，オッズ比は 1.7（p＝0.006)
であった（NNH=19）．
また，タミフル使用例において異常言動が最も高頻度に発症すると考えられるインフルエ
ンザ発症初日昼の終了時点で見ると，未使用時は 0.9%に対して，タミフル使用例では 3.1％
であった（オッズ比 3.3）．初日終了時点では，非使用時には 5.1％，タミフル使用例では 9.5%であった，オッズ比は 1.9（p<0.002）であった（NNH=23）．
初日の午後における発症を，タミフル服用確実例（午前に服用済み）の正午〜18 時における発症と，未服用例として同時間まで未服用例における発症の割合に限ってみると，異常言動のオッズ比は約 4.1（最大は幻覚の 12.1）であった[5,8,9]．ケースシリーズにおいて，その 80％以上が服用１〜２回後に発症していることと，よく一致している．
また，7 日齢のラットの実験[10a,b,c]でも，投与１回目で大部分が呼吸抑制から突然死している．
さらに，ランダム化比較試験の結果でも，嘔吐に関して初日と２日目以降の発症割合をタ
ミフル群とプラセボ群で比較が可能である．これは，小児のインフルエンザの治療のランダ
ム化比較試験をいくつか合わせたものである[10a]．全経過では，オッズ比は 1.7 (95%信頼
区間 1.2-2.5）であったが，初日だけをみると 3.4（95%信頼区間 1.9-6.1)，2 日目以降は差がなかった（表６）．
11表６ 小児を対象としたタミフルのランダム化比較試験における嘔吐の危険度（1 日目と全経過の比較：インフルエンザに対して治療目的で使用した場合）
プラセボ

タミフル

(n=517)（n=515）

数

％

数

％

(95%信頼区間）

嘔吐（1 日目）

16

3.1

51

9.9

3.4 (1.9-6.1)

嘔吐（2 日目以降）

32

6.2

26

5

0.8 (0.47-1.4）

嘔吐（全体）

48

9.3

77

15

1.7 (1.2-2.5）

症状

オッズ比

NNH
15
18

新薬承認情報集（製品概要：NAP）のデータから，医薬ビジランス研究所で解析．
NNH：ここでは 15 人にタミフルを使うと 1 人がタミフルにより嘔吐することを意味する．

以上，これまでの成績で示されているように，廣田班の全経過における異常行動の発症割合のオッズ比が 1.37 であったということは，非特異的な早期発症例や 2 日目以降の発症例（他の薬剤の影響がありうる）などを除いて，タミフル服用１〜２回目数時間以内における異常行動のみを集計した場合には，おそらく，これよりは相当高いオッズ比となることが強く推察される．
７．廣田班の３つの大きな間違い：処方群の早期発症者を非処方群に入れ誤分類など
では，廣田班の第一次予備解析ではどのような方法を使って，服用群が非服用群の半分という結果を導き出したのであろうか．
その最大の間違いは，３つの誤分類である．廣田班第一次予備解析報告書[2]の 13 ページ
下段の表「全症例[タミフル×異常行動]：実データ」のデータは，表７-1 のようになっている．
第１の誤りは，タミフルが処方されタミフルを服用したが，服用前に異常行動を発症した「早期発症例」(b：285 人)を「タミフル」群から除き，タミフル非処方群からそれに相当す
る数を減じなかったことである．
２-(4)項において，図３を用いて詳述したように，タミフル非処方群（他薬剤のみ処方群）にも，早期発症薬剤非服用イベントなど，薬剤非服用イベントが，タミフル処方群同様に発症する．したがって，服用前に異常行動を発症した「早期発症例」(b：285 人)を「タミフル」
群から除くならば，タミフル非処方群からも，それに相当する数を減じる必要があるが，そうしなかった．これが第一の誤りである．
第２の誤りは，そうしてタミフル処方群から除いた「早期発症例」(b：285 人)を，それに相当する数を減じるどころか，本来異質な非タミフル非処方群の分母と分子に加えている．
しかも，ここで加えた異常行動発症 285 人は，タミフル非処方群の異常行動発症 261 人よりも多いのである．
12

表７-1 廣田班一次予備解析２×２表の値
異常行動

タミフル

合計

あり

なし

あり

700

6481（5953+528)

7181

なし

546（227+34+285)

1931

2477（227+34+1931+285)

700 は a，（227+34+285)はそれぞれ h＋i＋b，（5953+528) はそれぞれ ｆ＋g，1931 は j の数字である

表 5-2 廣田班一次予備解析２×２表の構造
異常行動

タミフル

合計

あり

なし

あり

a

ｆ＋g

a＋ｆ＋g

なし

h＋i＋b

ｊ

h＋i＋ｊ＋b

廣田班の解析には重大な誤分類が主に３つある．第１の誤りは，タミフルが処方されタミフルを服用したが，服用前に異常行動を発症した「早期発症例」(b：285 人)を「タミフル」群から除き，タミフル
非処方群からそれに相当する数を減じなかったことである．第２の誤りは，「早期発症例」(b：285 人)を，本来異質な非タミフル非処方群の分母と分子に加えたこと（しかも，加えた異常行動発症２８５人
は，タミフル非処方群の異常行動発症 261 人より多い）．第３の誤りは，タミフル非服用者が多数いるはずのタミフル服用(時間）無記入例のうち，異常行動なしの例（g：528 人）を，「タミフル」群の分母に加えたことである．この結果，タミフル群の分子が過小，分母が過大となり，タミフルなし群の分母が倍増以上となり，タミフル群の異常行動の割合が極端な過小評価となった．

（廣田班公表データを用い NPO 法人医薬ビジランスセンター（薬のチェック）で再構成）

第３の誤りは，タミフル非服用者が多数いるはずのタミフル服用(時間）無記入例のうち，異常行動なしの例（g：528 人）を，「タミフル」群の分母に加えたことである．
タミフル服用(時間）無記入例の中の一部はタミフルを服用したが服用（時間）を記入し忘れたと考えられるが，その大半は，タミフルを服用しなかった例と考えるべきである．したがって，タミフル服用群の分母に入れることはできない．ところが，これを分母に加えている．この誤りは第１と第２の誤りほど大きな影響ではないものの，結果に影響を与える基本的な間違いである．
これら３つの重大な誤りの結果，タミフル群の分子が過小，分母が過大となり，タミフル
なし群の分母が倍増以上となり，タミフル群の異常行動の割合が極端な過小評価となったものである．
このように，もともと処方群の分子を抜いて（タミフル非処方群でない）それらの子を，13

タミフル非処方群に入れ，処方されても服用しなかった子を処方群の分母に加えるという，
疫学調査では基本的にしてはいけない誤分類をするというまちがった解析をしている．
疫学の専門家である廣田教授が，このような疫学の基本的間違いをするはずがないが，どうしてこのような単純かつ基本的な間違いを犯すに至ったのか検証されなければならない．
８．廣田班は，解析結果を至急訂正し公表すべきである
厚労省は，25 日の調査会に先立ち，数日前にマスメディアに対して，廣田班の第一次予備
解析結果を「タミフル使用者の頻度が非使用に較べて有意に低い」と，さも確定的な結果であるかのように発表した．これを受けて，25 日夕方５時〜7 時開催の調査会に合わせてマス
メディア各社は報道内容を用意した．その結果，NHK を筆頭に，「タミフル服用群の方が非服用群よりも，異常行動の割合が低かった」との趣旨で各社が報道した．
厚労省担当官は，事前の記者会見で，有意に低くなる理由として，「早く解熱するからタミ
フル群に異常行動が少なくなる」ということまであげていたという．
廣田班長は，25 日の第５回調査会において，「この結果を最終報告ととらないように」と，繰り返し発言していたのだが[11]，このギャップはどう説明できるのだろうか．
本来，この調査は，タミフルと異常行動との因果関係を深め，10 代だけでなく，10 歳未満についても使用禁止の措置をとるべき根拠となるはずであった．
ところが，厚生労働省が，この調査が本来持っている意味とは全く逆の結果を公表し，マスメディア各社が流した．タミフルとの因果関係を深めるどころか，逆に，因果関係に否定的な印象を国民に与えてしまった．逆の結果を示すデータに基づいて，本来禁止措置を広げるべき判断をしない方向に誘導する役割をしたのである．
第一次予備解析とはいえ，小児の全年齢で異常行動との関連が認められ，10 歳未満についても有意な関連が認められた．国は「因果関係が否定的」とした段階でも 10 代について「原則禁止」としたのであるから，関連が認められた段階では「全面禁止」とし，10 歳未満についても「全面禁止」の措置を広げるべきである．今回のデータは，そうすべき根拠となる重要なデータである．研究班（廣田班）解析結果を至急訂正し，速やかに正しい解析結果を公表すべきである．
また，調査会において改めて訂正データに基づきその意味を吟味し，未成年者は「全面使用禁止」とすべきである．
もちろん，突然死の害についても忘れてはならない．また成人も，幼児と同様，突然死の危険は大きい．成人にも禁止とし[5,12]，承認取り消し，回収が必要である[12]．

参考文献
1)浜六郎，オセルタミビル（タミフル）の害−作業班に開示された因果関係を示唆する知見について．TIP「正しい治療と薬の情報」22(12)：136-138，2007
2)インフルエンザ随伴症状の発現状況に関する調査研究（分担研究者：廣田良夫 大阪市立大学大学院医学研究科公衆衛生学教室教授） 第 1 次予備解析結果
http://www.mhlw.go.jp/shingi/2007/12/dl/s1225-7y.pdf
143) 浜六郎，タミフル薬害：1 万人調査で有意の関連，10 歳未満も，『薬のチェック』速報
http://npojip.org/sokuho/080114-all.html
4) 浜 六郎，ＦＤＡは異常行動とタミフルとの関連を実質的に認め警告，ＴＩＰ「正しい治
療

と

薬

の

情

報

」

21(11)：

108-110，2006

http://www.tip.gr.jp/pdf/2006/2006̲11.pdf5)-a）オセルタミビルの害−主要な２タイプとその発症機序の考察(1)，ＴＩＰ「正しい治療と薬の情報」，22(11)： 121-127，2007
http://npojip.org/sokuho/TIP̲v22̲no11.pdfb) オセルタミビルの害−主要な２タイプとその発症機序の考察(2)，ＴＩＰ「正しい治療と薬の情報」，22(12)： 131-138，2007
http://npojip.org/sokuho/TIP̲v22̲no12.pdfc)上記の訂正記事 http://npojip.org/sokuho/080110.html#seigo1
6) 厚生労働科学研究費補助金平成 17 年度分担研究報告書，「インフルエンザに伴う随伴症状の発現状況に関する調査研究」（主任研究者：横田俊平横浜市立大学教授）
http://www.mhlw.go.jp/topics/2006/10/dl/tp1020-2.pdf
7)藤田利治 平成 17 年度「インフルエンザに伴う随伴症状の発現状況に関する調査研究」（主任研究者：横田俊平），2005/2006 年調査：補足集計（2007 年 4 月 19 日）
8) 浜 六郎，タミフルは初日昼（初回服用後）に異常言動を起こす（その１）厚労省研究班
報告書とＦＤＡ報告を正しく読めば因果関係は明瞭，ＴＩＰ「正しい治療と薬の情報」，
21(11)： 110-116，2006 http://www.tip.gr.jp/pdf/2006/2006̲11.pdf
9) 浜 六郎，タミフルは初日昼（初回服用後）に異常言動を起こす（その２）厚労省研究班
報告書とＦＤＡ報告を正しく読めば因果関係は明瞭，ＴＩＰ「正しい治療と薬の情報」，
21(12)：127-131，2006 http://www.tip.gr.jp/pdf/2006/2006̲12.pdf10)a)リン酸オセルタミビル（タミフルドライシロップ）新薬承認情報集
http://211.132.8.246/shinyaku/g0201/11/5303990̲21400AMY00010.html?
b) リン酸オセルタミビル（タミフルカプセル）新薬承認情報集
http://211.132.8.246/shinyaku/g0012/07/53039900̲21200AMY00238.html?
c)タミフルカプセル 75（予防）の資料（薬承認情報集）
http://211.132.8.246/shinyaku/g0407/g040703/index.html?

11) NPO 法人医薬ビジランスセンター（薬のチェック），タミフル検討-安全対策調査会：突然死無視！多数の因果関係を示す証拠を全て無視，『薬のチェック』速報 No99，
http://npojip.org/sokuho/071226.html
12)a) タミフルは 10 代だけでなく全年齢で禁止 に！

『薬のチェック』速報 No79

（2007.3.21）http://npojip.org/sokuho/070321.htmlb) タミフルの承認取り消し・回収を要望 『薬のチェック』速報 No80（2007.3.26）
http://npojip.org/sokuho/070326.html

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