オセルタミビル（タミフル）疫学調査中間報告（廣田班）の問題点：
データは確実な関連（増加）を示している
NPO 法人医薬ビジランスセンター（薬のチェック）

浜

六郎

はじめに
オセルタミビル（タミフル）と異常行動との関連を調査した厚生労働省の研究班による大規模疫学調査（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1)
一次予備解析結果（以下予備解析結果） の問題点については，本誌 1 月号等 2,3)で詳細に論じた．
予備解析結果について，廣田班では，あくまでも予備解析としながら，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（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）を公表した．
しかしながら，解析方法に根本的な欠陥（誤分類）があった 2,3）．そこで，公表されたデー
タから可能な限り適切な解析を試みた結果，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 1.83-3.61）と推定できた．
廣田班に対して，その誤りを指摘 4)し，公開質問状 4-a)および要望書 4-b）を出したが，回答がなく，2008 年 7 月 10 日，中間解析結果 5)が公表された．
一次予備解析結果は，疫学調査の基本中の基本を外した誤分類であり，新たな報告では，当然修正のうえ適切な解析結果が公表されるものと期待した．ところが，中間解析では，受診前の異常行動例を除外した以外は，基本的考え方としては前回とまったく同じ誤分類が用いられていた．その結果が公表され，またしても，マスメディアに「関連が検出できなかった」という結果が流された．その結果，多くの人々が，「タミフルは異常行動を起さない」という誤った解釈をすることになった．
適切に解析（ＩＴＴ解析：Intention to treat analysis）をすれば，異常行動発症の割合
は，タミフル処方群が 13.0％，タミフル非処方群（他薬剤処方群）は 8.8％であり，オッズ
比は 1.56（95%信頼区間 1.32-1.84, p=0.0000001）である（この結果は『薬のチェック』速報版 No108 で速報した 6) ）．
それがなぜ「関連が検出できなかった」となったのか．中間報告の手法の誤りを，今回は別の角度から説明したい．
この問題は，オセルタミビルの影響に関する評価の問題であるばかりか，まっとうなＥＢ
Ｍや疫学が日本において成り立つのか崩壊するのかという，重大な瀬戸際にあるとさえ言える重要な問題である．そのため，繰り返しになるが，今回もオセルタミビルの問題を取り上げたい．
１．廣田班調査の概要(1)仮説：インフルエンザ罹患時にオセルタミビルを用いても異常行動は増加させない．
(2)調査のデザイン：非ランダム化・2 群間比較前向きコホート調査（観察研究）(3)対象：調査に参加した全国の小児科を受診した患者を，調査開始から連続で 10～20 人選
んで調査した合計 11691 人中，インフルエンザ迅速検査でインフルエンザ（ＡまたはＢ）
罹患が確認された 18 歳未満の例で，かつオセルタミビルの処方の有無，異常行動の有無が記載されていた 10017 人を初期解析の対象とした．
1

(4)比較された 2 群のコホート
1)オセルタミビル処方コホート（タミフル処方群）：
オセルタミビルを含む薬剤が処方された子（7813 人）を，オセルタミビル処方コ
ホートとした（タミフル処方群）．
2)オセルタミビル非処方コホート（非処方群）：
薬剤が処方されても，オセルタミビルが処方されなかった子(2204 人)を，オセル
タミビル非処方コホート（非処方群）とした．非処方群は「タミフル以外の薬剤処方群」である．オセルタミビル以外の薬剤の処方内容の違いの有無とその程度は不明である．
(5)観察およびデータ収集方法とその基本的問題点
1) 発熱開始から 4 日間観察し，その間のデータを収集．
2) オセルタミビル処方の有無は医師が記入．
3) オセルタミビルの服用の有無は，1 日毎に用意された記入用紙の時間軸（の左）に，患者(家族)が時間とともに記入する（服用したが，時間に記入もれがありうる）．
4) 異常行動は，その有無を「有無欄」に患者（家族）が記入し（チェックボックスにチェックマークを記入する），異常行動が生じた時間を時間軸（の右側）に記入する（異常行動の有無は明確だが時間が不明のことがある）．
5) 異常行動の程度：事故や危害につながりうる異常行動をＡ，それより軽い異常言動
をＢ～Ｅに分類．
（6）基本的データ解析方法と主要検討項目の結果
1)まず，異常行動を起こした子は処方群に 1215 人，非処方群には 262 人いたが，受診前に異常行動が生じた子（処方群 227 人，非処方群 47 人）を分子および分母から除き，
解析は，受診後に異常行動を起こした子（処方群 988 人，非処方群 187 人）と，全経
過中一度も異常行動を起こさなかった子との合計（処方群 7586 人，非処方群 2129 人）に限った．
2)次に，タミフル処方群については，受診後かつタミフル服用前に異常行動が出現した子（99 人）を処方群の分母と分子から除き，7487 人（7586-99）をタミフル服用群の分母，889 人（988-99）を服用群の分子とし，服用群の異常行動出現割合を 7487 中 889
人（11.9％）とした．
3)さらに，上記 99 人を，非処方群の分母と分子に加え，「非服用群」の異常行動出現割合を 2228 人中 286 人（12.8％）とした．
4)その結果，オセルタミビル使用の異常行動発症オッズ比は 0.91（95%信頼区間：
0.79-1.06）とした．
（7）その他解析方法
1)年齢別解析：全年齢，10 歳未満，10 歳代を別に解析
2)症状重篤度別解析：異常行動Ａと，Ｂ－Ｅを別に解析（その年齢別で以下の交絡要因の解析を実施）3)交絡要因の解析：タミフル以外に，性，年齢，予防接種有無，インフルエンザタイプ，
アセトアミノフェン有無，異常行動の既往，最高体温など（8）結論と結語
結論：オセルタミビル使用と異常行動発現の間に，正の関連を検出するには至らなかった．
なお，この結論は，調査データの特性（後述）に鑑み，慎重に解釈すべきである．
結語：堅固なエビデンスを整備するためには，良好なデザインの元で「受診後に異常行動
2を発現した患者を症例とした，case-control study」を実施することが望ましい．
２．廣田法では仮定と矛盾
単純なモデルを用い，「タミフルが異常行動に影響しない」と仮定して廣田班の方法で計算すると，仮定と矛盾した結果が得られる（表 1）．こうしてみると，廣田班の問題点が一目瞭然である．
なお，廣田班が「タミフル使用」，「非使用」としているのは，「服用」「非服用」と紛らわ
2-5)
しいので，前回 同様，「タミフル処方群」および「非処方群」とする．ただし，「非処方群」といえども，何も薬剤が処方されていないのではなく，たいていはタミフル以外の薬剤が使用されているので，厳密には，タミフル非処方群（他薬剤処方群）とすべきである．しかし，簡便のために「非処方群」と呼ぶ．途中で確認のために所々で，「タミフル非処方群（他薬剤処方群）」を用いる．
仮定(1)：タミフルはインフルエンザの経過中異常行動発症に影響しない．
仮定(2)：モデルの概要：
1)対象者およびその数：タミフル処方群と非処方群の違いは，タミフルが処方されたか否かだけであり，他の背景要因は等しいものとし，いずれも 100 人とする（たとえば，初回タミフル服用時間と初回の他薬剤服用時間も同じとする）．
2)受診前の異常行動発症者：両群とも 3 人とする
3)受診後タミフル服用前の異常行動発症者：タミフル処方群では，服用前に 2 人，
非処方群では他薬剤服用前に 2 人が異常行動を発症するものとする．
4)タミフル服用後の異常行動発症者：タミフル服用後 5 人が異常行動を発症し，非処方群でも，他薬剤服用後に 5 人が異常行動を発症するものとする．

Ａ．一次予備解析データを用いた異常行動発症割合
ＩＴＴ解析：両群とも 100 人中 10 人（10％）に異常行動が発症．オッズ比は 1 であり仮定と一致．
廣田法（Ａ）：タミフル処方群中タミフル服用前に異常行動を発症した 5 人（受診前 3 人，受診後 2人）を，タミフル群の分母（100 人）と分子(10 人)から除いた残りを，タミフル服用群
3

の分母（95 人）と分子（5 人）とする．
一方，除いた 5 人ずつを非処方群の分母と分子に加えて非服用群の分母(105 人)と分子（15 人）とする．
その結果，タミフル群は 5.3％（5/95），非タミフル群は 14.3％（15/105）となり，オッズ比 0.33 となる．
タミフルが異常行動に影響を及ぼさないと仮定したのに，両群の異常行動発症割合に大きな違いが出るので仮定と矛盾することになる．
したがって，廣田法は，そのどこかに誤りがあると考えられる．
Ｂ．中間報告データを用いた異常行動発症割合
ＩＴＴ解析：受診前に異常行動が発症した 3 人は両群の分母(100 人)と分子(10 人)からそれぞれ除いて比較．両群とも 97 人中 7 人（7.2％）に異常行動が発症．オッズ比は 1 であり仮定と一致する．
廣田法（Ｂ）：受診前に異常行動が発症した 3 人を両群の分母と分子からそれぞれ除き，分母 97 人，
分子 7 人とする．ここまではＩＴＴ解析と同じ．
次に，タミフル処方群中タミフル服用前に異常行動を発症した 2 人をタミフル群の分母と分子から除き，残りをタミフル服用群の分母（95 人）と分子（5 人）とする．
そして，上記で除いた 2 人を非処方群の分母と分子に加えて非服用群の分母(99 人)と分子（9 人）とする．
その結果，タミフル群は 5.3％（5/95），非タミフル群は 9.1％（9/99），オッズ比 0.56となる．両群に違いが出るため仮定と矛盾する．
したがって，廣田法は，そのどこかに誤りがあると考えられる．
Ｃ．服用後に限る場合の望ましい方法（最終報告とすべき方法）：
タミフル群からタミフル服用前の異常行動発症者を全て除き，分母 95 人，分子 5 人とする．
一方，非処方群からは，他薬剤服用前の異常行動発症者を全て除き，分母 95 人，分子5 人として比較する．
両群とも 95 人中 5 人（5.3％）に異常行動が発症．
オッズ比は 1 であり仮定と一致する．
Ｄ．一部に提案されている方法 7)：
タミフル処方群からタミフル服用前の異常行動発症者すべて（3人+2人＝5人）
を除き，分母 95 人，分子 5 人とする．
一方，非処方群からは，受診前の異常行動発症者（3 人）だけを除き，分母 97 人，分子 7 人として比較する．
タミフル服用群 95 人中 5 人（5.3％），非処方群 97 人中 7 人（7.2％）に異常行動が発症．オッズ比は 0.71 であり，この場合も仮定と矛盾する．
したがって，この方法も，そのどこかに誤りがあると考えられる．

3．廣田班の方法の誤りの原因：100％発症集団を増減
では，廣田班方法の間違いの原因はどこにあるのか．これを考えるためにも，タミフルが異常行動に影響しないと仮定した上記の単純なモデル（表 1）が役立つ．

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この場合は，もう一つ，次の仮定を加えると考えやすい．
仮定（３）：4 日間の経過中，均等に異常行動が出現する（このモデルでは，4 日間で合計 10 人に異常行動が発症しているから，毎日 2.5 人ずつ異常行動を発症すると考える．またタミフルは異常行動を増加させないと仮定してあるから，この仮定は両群に当てはまる）．
100 人中 10 人が発症し，時間経過に従って均等に発症するということは，10 人の分母から1 人の異常行動発症者が生じるということである．
したがって，タミフル服用前に発症したとして，タミフル処方群中の 5 人の異常行動発症者をタミフル処方群から抜き出し，｢非処方群」に加えたなら，その分母に相当する 50 人（5×10）をタミフル処方群から抜き出して「非処方群」の分母に加えなければならない．すると，タミフル服用群の分母は 50 人，分子は 5 人，非服用群の分母は 150 人，分子は 15 人となる．
このように移動させると，異常行動発症割合は，タミフル服用群も非服用群も 10％ずつとなり，オッズ比は 1 となるため，仮説と一致する．
別の言い方をすれば，廣田法では，5 人中 5 人，すなわち 100％に異常行動が発症した子だ
けを非処方群に移動させ，100％異常行動を起さなかった子の集団をタミフル群に残しているため，仮説と矛盾する結果となっている．
4．受診後異常行動発症割合はタミフル処方群 13.0％，非処方群 8.8％，オッズ比 1.56
筆者以外にも，廣田班（一次予備解析あるいは中間報告）の計算方法の誤りを公表している人は少なくない 7-9)．
一方，廣田班中間報告では，細部について検討した結果，矛盾する項目があり，分類に苦慮する例があったとされている．しかし，こうした分類困難例は，疫学調査には常に一定の割合で起きる．しかも，特別な操作が加えられていない場合には，タミフル処方群にも非処方群にも同じように存在すると考えられる．しかしながら，第 2 項で指摘した系統的かつ大きな誤分類に比較すれば，はるかに無視しうるものである．
とはいっても，もちろん，タミフル処方群と非処方群とを比較するためには，タミフルの処方以外の重大な交絡要因について，2 群で大きく異なることはないことが前提となる．
この点に関しては，廣田班の計算方法の誤りを指摘しつつ，筆者の論に関して，「タミフルの害を過大評価したがる傾向にある」「タミフルの害を過大評価するバイアス（たとえば，より重症の患者にタミフルが処方される傾向があれば，インフルエンザによる症状もタミフル
群で多く見られることになる，など）については口をつぐんでいる．
」と批判する人がいる８)．
ところで，今回の中間報告において種々の交絡が検討されたが，中でも「異常行動の既往」
は，オッズ比が 10.0 前後と，他に比較して群を抜いて著しく大きな交絡要因であることが判明している．
そして最も重要なことは，受診前の異常行動の割合は両群で有意の差がなかったということである．受診前の異常行動の頻度は，タミフル処方群が 2.9％（227/7813），非処方群が 3.4％
（75/2204），オッズ比 0.85（95%信頼区間 0.65-1.12）で有意の差はなかった．むしろ，タミ
フル処方群の方が非処方群より異常行動の割合が少ない傾向があった．
つまり，前述 8)の批判的予想（重症患者にタミフルが処方される傾向）の逆の傾向が認められたのである．というよりも，タミフルで異常行動が起きるかもしれないと思っている人は5多かったはずだから，異常行動を起こしやすい子にタミフルが処方されにくい傾向があったとしても決して不自然ではない．むしろ妥当な結果とさえ言える．オッズ比 0.85 は，廣田班の計算結果による異常行動発症のオッズ比 0.91 よりむしろ低い傾向すらあった．
したがって，タミフル処方群に異常行動が有意に多いという結果が得られたとして，その理由を，「もともと異常行動を起こしやすい子にタミフルが多く処方された」ということに求めることはできない．むしろ逆に，本来のオッズ比は，得られたオッズ比よりも高いと考えておくべきである．
このような前提を確認したうえで，
2-BのITT解析法を用いて適切に解析した結果を示す（表
2-ITT 解析 B）．
異常行動発症の割合は，タミフル処方群が 13.0％，タミフル非処方群（他薬剤処方群）8.8％であり，オッズ比は 1.56（95%信頼区間 1.32-1.84, p=0.0000001）であった．
このオッズ比は，2-A の ITT 解析法を用いた場合のオッズ比 1.36（95%信頼区間 1.18-1.58）より大きい．これは，受診前の異常行動という非特異的な部分が除かれたために，違いがより明瞭になったものと考える．

5．タミフル服用群，非服用群を適切に推測すると，オッズ比 1.72
第 3 項で述べたように，タミフル服用による異常行動発症のオッズ比を求めるためには，
タミフル処方群におけるタミフル服用前の異常行動発症者(99 人)の分母に相当する人数を推定する必要がある．
仮定（４）：
タミフル処方群においては，タミフル服用前の異常行動発症割合は，タミフル処方群の受診前の異常行動発症割合と同じ割合で発症するものとする．また，非処方群においては，4日目終了までの経過中，均等に異常行動が出現するものと仮定する．
１） 発熱から受診までの平均時間：非処方群の異常行動発症者 262 人中に占める受診前
異常行動発症者 75 人の割合は，0,286(75/262)である．
非処方群においては，時間的に均等に発症すると仮定したので，0.286×96 時間=27.5 時間と推定される．
6

受診後 4 日終了までの時間は 96－27.5＝68.5 時間である．
２）タミフル処方群の全異常行動発症者が，非処方群の受診前異常行動発症者に対する全異常行動発症者数と同じ割合であったとすると，
タミフル処方群の全異常行動発症者数＝227/0.286＝793 人
受診後の異常行動発症者数＝793－227＝566 人
受診後異常行動発症割合＝566／（7813－227＝7586）＝0.0746 と推定される．
２） したがって，タミフル処方群のタミフル服用前の異常行動発症者 99 人の分母に相当する人数は，99／0.0746＝1327 人と推定される．
３）タミフル服用群の人数など：99 人の分母に相当する 1327 人を受診後タミフル処方群の人数 7586 から除くと，タミフル服用群の人数となる．すなわち，
タミフル服用群の分母は 7586-1327＝6259 人，
異常行動発症者は 988－99＝889，
異常行動発症割合は，0.142（14.2％）（889/6259）と推定される．
５）タミフル非服用群におけるタミフル服用開始相当時間以降の分母および分子：
タミフル服用までの受診後早期異常行動発症者 99 人は，566 人の0.1749 にあたり，時間に換算して 12.0 時間（0.179×（96-27.5））に相当する．発熱開始から合計 39.5
時間（27.5+12.0）となる．
服用開始後から 4 日終了までの時間は 96－39.5＝56.5 時間と推定される．
タミフル服用開始時間に合わせた非処方群の分母：2129×56.5/68.5＝1757 人
同異常行動発症者数：
187×56.5/68.5＝＝154 人
異常行動発症割合は 0.088（8.8％）（154/1756）と推定される(表２－Ｃ)．
６）オッズ比は 1.72（95%信頼区間 1.44-2.08，p<0.0000001）と推定される(表２－Ｃ)．
6．タミフル服用後 1 日以内のオッズ比は 2.8，半日以内は 4.7 と推定
次に，タミフル服用半日以内，あるいは 1 日以内の異常行動の発症オッズ比を推定しよう．
これまでの症例シリーズでは 80％の異常行動がタミフル服用１～２回目の後で起きている．
動物実験結果からも突然死は投与初回で起きている．また，インフルエンザの１～２日目が最も高サイトカイン血症状態にあるため，血液-脳関門もこの時期に障害されやすく，したがってこの時期に未変化体オセルタミビルが最も脳中濃度に移行しやすく異常行動も起しやす
いと理論的にも考えられる．横田班報告のデータを解析した結果でも，タミフル服用初日の午後に異常行動がほぼ集中していた．小児の治療に用いた場合の嘔気や嘔吐も服用 2 日目以降は全く差がなく，初日のみに有意に増加していた．
これらのことから，以下のような仮定のもとに，タミフル服用半日以内の異常行動発症オッズ比を求めることは合理的と考える．同様に，タミフル服用 1 日以内の異常行動発症オッズ比を求めることも合理的である．
仮定（５）：
タミフル処方群における異常行動の増加（超過異常行動）はすべて，タミフル服用後半日以内，あるいは，1 日以内に生じていると仮定する．
タミフル服用者数(タミフル服用群の分母)は，第 5-4)項より，6259 人と推定されており，
タミフル非服用者数(タミフル非服用群の分母)も，第 5-5)項より，1757 人と推定されている．
両群の分子，すなわち，タミフル服用開始から 12 時間以内に生じる異常行動発症者数，非処
7

方群におけるタミフル服用開始時間相当以降12 時間に生じる異常行動発症者数は以下のように推定する．
（１）タミフル処方群中タミフル服用後 12 時間の異常行動発症者数の推定：
1)タミフルで生じる超過異常行動が，服用開始から 12 時間後までに生じると仮定すると，その後の 44.5 時間（56.5－12）においては，タミフル非服用群と同じ割合で異常行動が発症することになるため，受診後の異常行動発症者数（566 人）の 44.5／56.5＝368
人が異常行動を発症すると推定できる．
2)したがって，タミフル服用開始後 12 時間で 521 人（889－368）が異常行動を発症すると推定できる．
3) 非服用群の 12 時間の異常行動発症者数：154×12／56.5＝33 人（２）異常行動発症割合, オッズ比：タミフル服用群：分母 6259 人，分子 521 人．異常行動発症割合＝0.083（8.3％）
非服用群：分母 1575 人，分子 33 人，異常行動発症割合＝0.019（1.9％）
オッズ比 4.74（95%信頼区間 3.32－6.99）（表２－Ｆ）．
（３）同様に計算して，タミフル服用による超過異常行動が，服用開始後 24 時間後までに生じると仮定すると，
タミフル服用群 6259 人中 620 人に異常行動が生じ，発症割合 0.099(9.9％)となる．
一方，非服用群 1757 人中 66 人に異常行動が生じ，発症割合 0.038（3.8％）となる，
したがって，オッズ比 2.82（95%信頼区間 2.17-3.71）と推定される（表２－Ｅ）．
７．予防ランダム化比較試験で見られた精神障害は今回結果と一致
タミフルをインフルエンザ予防に用いた 3 件のランダム化比較試験（RCT）における有害事
象をまとめたデータ 10)は，発熱やインフルエンザの罹患状況に差はなかったが，頭痛や嘔気，
嘔吐１１－１３）だけでなく，重大な精神障害や神経障害が高頻度に生じていた１４）．
この RCT の結果と，今回の廣田班調査の結果，横田班調査の結果（初日の午後）は極めてよく一致している．
その他，動物実験結果（死亡や中枢抑制症状所見との用量-反応関係，脳中濃度との濃度反応関係）11-13)，オセルタミビルの排出トランスポーターとしての P-糖タンパクの役割 15-17)，ヒト
ノイラミニダーゼに対する阻害などの知見 18,19)とも整合している．したがって，総合的に見て，ますます因果関係を支持する結果が集積してきたといえる．
８．今シーズンは異常行動の報告数が激減
2007/08 年の冬は，インフルエンザの流行そのものが大きくなかったが，それでも 2006/07
年シーズンの 62.8％あった（感染症情報センター2008 年第 27 週報 20）より計算）．しかし，異常行動の新たな報告は 31 人と，前シーズン全体（237 人）21)の 13.1％，流行程度から見た同時期（5 月 31 日）までの報告数（166 人）22)の 18.7％にとどまった．
異常行動が単にインフルエンザによるものなら，異常行動の報告も前のシーズンの 63％程
度となるはずであるが，それを大幅に下回っている（62,8％に対してそれぞれ 0.208，0.297）．
これは，タミフルの 10 歳代への使用規制と危険との情報で，タミフルの使用が減少したことが関係していよう．
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９．最大の問題である突然死には何ら手つかず
それでも，突然死が 3 人追加され 23)，合計死亡人数は，厚労省発表で 74 人となった 23)．当センター把握死亡人数 84 人 13,14）に 3 人加えると，87 人となった．うち異常行動からの事故死
は 8 人であるが，突然死はこれまでの 52 人 13,14）に 3 人が追加され合計 55 人となった．
呼吸抑制による突然死に関しては，これら 55 人の死亡例と，一歩間違えば死亡していた数多くの致死的症例，それに用量依存的に増加する死亡と呼吸抑制を含む中枢抑制症状との関連を明瞭に示した動物実験の結果から，疫学調査を待つことなく，関連はすでに明瞭である
13,14）．厚生労働省は，突然死を添付文書にすら記載せず，因果関係が疑われていることすら無視した形となっている，
しかし，2007 年 12 月の段階ですでに，厚労省は中外製薬の作成した「突然死 39 人」の資料を掲載している２３)．中外製薬・厚労省が把握している分だけでも 42 人を上る突然死がでることになる（中外製薬は今回，突然死を 56 人と公表した２4）が，これには，感染症増悪に伴う敗血症性ショックなども含まれているのかもしれない）．
１０．関連を検出できず対策放置は因果関係否定と実質的に同じ関連を検出できず，対策が放置されることは，因果関係を否定し，対策をとらないことと実質的には同じである．
本年 1 月 15 日，薬害Ｃ型肝炎の和解に際して，福田康夫総理は「薬害を繰り返してはならない」「再発防止に向けた医薬品行政の見直し」を，舛添要一厚生労働大臣は「薬害は二度とあってはなりません」「医薬品行政の見直しに取り組み，再発防止に向けた具体策を検討してまいります」と異口同音に明言し，3 月に基本合意書がかわされたことは記憶に新しい．
さらに，「薬害肝炎事件の検証及び再発防止のための医薬品行政のあり方検討委員会」が開催され，その場でも，舛添要一厚生労働大臣は，最終責任は厚生労働大臣が持つことを繰り返し強調している．
しかし，タミフルでは，「突然死」との関連を示す動物実験データを隠し，隠すことのできない疫学調査結果については，「異常行動との確実な関連」を示すデータを，完全に間違った方法を用いて改竄して「関連が検出できない」と結論し，健康人を対象とした予防使用における精神神経障害のデータに言及せず，その間違った結論に基づいて対策を検討しようとしている．
「関連が検出できない」では，今以上の規制はありえず，薬害は拡大する．そればかりか，
動物実験や健康人を対象とした新たな臨床試験でも全て「関連を見出さなかった」と作業部
会では結論付け，2 つの疫学調査で「関連が検出できない」と結論したことから，「10 歳代
は原則禁止」の措置を外すかどうかさえ取りざたされている．
しかし，今後はどのように大流行するかも知れないし，「10 歳代は原則禁止」措置を外し，「安全宣言」をするなら，再びタミフルの処方は増加して薬害は拡大するであろう．

参考文献
1)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
2) 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，ＴＩＰ「正しい治療と薬の情報」23(1)： ，20089http://npojip.org/sokuho/tip-jan-2008.pdf
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 No101
http://npojip.org/sokuho/080114-all.html
4) NPO 法人医薬ビジランスセンター（薬のチェック），タミフル 1 万人調査の解析方法・結果についての公開質問と要望，『薬のチェック』速報 No102 http://npojip.org/sokuho/080209.htmla)公開質問状 http://npojip.org/sokuho/no102-sitsumon.pdfb)要望書 http://npojip.org/sokuho/no102-yobosho.pdf
5) 平成 20 年度厚生労働科学研究費補助金「インフルエンザ随伴症状の発現に関する調査研究」解析結果中間報告（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授）
http://www.mhlw.go.jp/shingi/2008/07/dl/s0710-6ak.pdf6)浜六郎，廣田班データはタミフルの異常行動発現を裏付けている，『薬のチェック』速報 No108
http://npojip.org/sokuho/080711.html
7)日経メディカルブログ：北澤京子の「医学論文を斬る」リン酸オセルタミビルと異常行動の関係は？－厚労省廣田班発表資料を読む，
http://medical.nikkeibp.co.jp/inc/mem/pub/blog/kitazawa/200807/507266.html
8)NATROM の日記：http://d.hatena.ne.jp/NATROM/20080117
9)粂和彦のメモログ：http://sleep.cocolog-nifty.com/
厚労省発表と，朝日新聞報道に対する批判
http://sleep.cocolog-nifty.com/blog/files/Tamiful080716.pdf10) a)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://164.46.226.166/shinyaku/g0407/g040703/index.html?
b)タミフルカプセル 75（予防）の資料（薬承認情報集）
http://164.46.226.166/shinyaku/g0012/07/53039900_21200AMY00238.html?
11) 浜六郎，タミフル服用後の異常行動，突然死を小児感染症学会で発表，『薬のチェックは命のチェック』
インターネット速報版 No59（2005.11.12） http://npojip.org/sokuho/051112.html
12)Hama R, Fatal neuropsychiatric adverse reactions to oseltamivir：case series and overview of causal
relationships. Internat J Risk Safety Med 20, 5-36, 2008
原著： http://npojip.org/sokuho/published-paperJRS431.pdf
日本語訳：http://npojip.org/sokuho/107honyaku.pdf
13）浜六郎,やっぱり危ないタミフル，金曜日，2008
14) 浜六郎，インフルエンザ予防の RCT でオセルタミビル群に精神神経障害が多発，ＴＩＰ「正しい治療と薬の情報」23：75-76, 2008 (http://npojip.org/sokuho/080729.html)
15) K. Morimoto, M. Nakakariya, Y. Shirasaka, C. Kakinuma, T. Fujita, I. Tamai, T. Ogihara. Oseltamivir(TamifluTM) efflux transport at the blood-brain barrier via P-glycoprotein. Drug Metab Dispos.
36(1) (2008):6-9. Epub 2007 Oct 1616) A. Ose, H. Kusuhara, K. Yamatsugu, M. Kanai, M. Shibasaki, T. Fujita, A. Yamamoto, Y. Sugiyama.
P-glycoprotein restricts the penetration of oseltamivir across the blood-brain barrier. Drug
Metab Disps. 2007 Dec 3; [Epub ahead of print]17) 中外製薬，平成１９年度第５回 薬事・食品衛生審議会 医薬品等安全対策部会 安全対策調査会
配布資料: 資料２ 基礎的調査検討のためのＷＧに関する資料（資料 2-2）基礎ＷＧの指示に基づき実施
した非臨床試験及び自主的に実施した試験・解析の結果について（その１）
http://www.mhlw.go.jp/shingi/2007/12/dl/s1225-7b.pdf
18) C.Y. Li, Q. Yu, Z.Q. Ye, Y. Sun, Q. He, X.M. Li, W. Zhang, J. Luo, X. Gu, X Zheng, L. Wei.
A nonsynonymous SNP in human cytosolic sialidase in a small Asian population results in reduced
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enzyme activity: potential link with severe adverse reactions to oseltamivir. Cell Res 17(4)(2007):357-62.
19) 第７回リン酸オセルタミビルの臨床的調査検討のためのワーキンググループ配布資料３： タミフルの副作用報告の精査について（その５）http://www.mhlw.go.jp/shingi/2008/07/dl/s0710-6a.pdf
20)国立感染症研究所，感染症情報センター，疾病毎定点当たり報告数-速報値（過去１０年間との比較）
http://idsc.nih.go.jp/idwr/sokuho/200827/week27-trend.xls21）平成19年度第5回薬事・食品衛生審議会， 医薬品等安全対策部会安全対策調査会，資料4-1 タミフルの副作用報告の精査について（その４）http://www.mhlw.go.jp/shingi/2007/12/dl/s1216-1v.pdf
22）平成19年度第2回薬事・食品衛生審議会， 医薬品等安全対策部会安全対策調査会，資料３ タミフルの副作用報告の精査について（その３）: http://www.mhlw.go.jp/shingi/2007/06/dl/s0616-2k.pdf23) 平成 19 年度第 5 回薬事・食品衛生審議会， 医薬品等安全対策部会安全対策調査会,「突然死」関係資料
4-5：リン酸オセルタミビル（タミフル）の「死亡症例」について；販売開始（平成 13 年２月）から平成
19 年 9 月 30 日まで，資料 4-5-3 死亡事例の集計（中外製薬株式会社作成資料）
http://www.mhlw.go.jp/shingi/2007/12/dl/s1225-7j.pdf
24）第７回リン酸オセルタミビルの臨床的調査検討のためのワーキンググループ（臨床WG），「突然死」関係
資料，資料７：リン酸オセルタミビル（タミフル）の「死亡症例」について；販売開始（平成13年2月）から平成20年3月31日まで），資料7－3：死亡事例の集計（中外製薬株式会社作成資料）
http://www.mhlw.go.jp/shingi/2008/07/dl/s0710-6ae.pdf

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