訳

原田隆之（目白大学）

キャンベル系統的レビュー
2009:3
初出: 2009年8月27日
最終更新: 2009年10月14日

薬物依存者の犯罪に対する薬物置換療法
プログラムの効果
Nicole Egli, Miriam Pina, Pernille Skovbo Christensen,
Marcelo Aebi, Martin Killias

Colophon
タイトル

薬物依存者の犯罪に対する薬物置換療法プログラムの効果

所属 キャンベル共同計画
著者 Egli, Nicole
Pina, Miriam
Skovbo Christensen, Pernille
Aebi, Marcelo
Killias, Martin
DOI 10.4073/csr.2009.3
ページ数 36
最終更新

2009年8月14日

引用例 Egli N, Pina M, Skovbo Christensen P, Aebi MF, Killias M. Effects of drug
substitution programs on offending among drug-addicts
Campbell Systematic Reviews 2009:3
DOI: 10.4073/csr.2009.3
Copyright © Egli et al.
This is an open-access article distributed under the terms of the Creative
Commons Attribution License, which permits unrestricted use, distribution,and reproduction in any medium, provided the original author and source arecredited.
キーワード
支援・資金提供 本研究は，スイス連邦公衆衛生局(SFOP)による資金提供を受けた。さらに，キャンベル共同計画およびSFIキャンベル，デンマーク国立社会研究センターからも追加的支援を受けた。

訳

原田隆之（目白大学）

利害相反の可能性
本レビューワーは，本レビューの結果に対して，いかなる個人的，物的，学術的利益も有しない。スイス連邦
公衆衛生局およびSFIキャンベルからの資金提供は，レビューワーの独立性に影響を与えない。

代表著者
Martin Killias
Institute of Criminology
University of Zurich
Rämistrasse 74/39
CH-8001 Zurich, Switzerland
Telephone: +41 44 634 52 51
E-mail: martin.killias@rwi.uzh.ch

Campbell Systematic Reviews
主任エディターMark W. Lipsey, Vanderbilt University, USA
Arild Bjørndal, Norwegian Knowledge Centre for the Health Services &University of Oslo, Norway
エディター
Crime and Justice David B. Wilson, George Mason University, USA
Education Chad Nye, University of Central Florida, USA
Ralf Schlosser, Northeastern University, USA
Social Welfare Julia Littell, Bryn Mawr College, USA
Geraldine Macdonald, Queen’s University, UK & Cochrane Developmental,
Psychosocial and Learning Problems GroupManaging Editor Karianne Thune Hammerstrøm, The Campbell Collaboration
Editorial Board
Crime and Justice David Weisburd, Hebrew University, Israel & George Mason University, USA
Peter Grabosky, Australian National University, Australia
Education Carole Torgerson, University of York, UK
Social Welfare Aron Shlonsky, University of Toronto, Canada
Methods Therese Pigott, Loyola University, USA
Peter Tugwell, University of Ottawa, Canada
The Campbell Collaboration (C2) was founded on the principle thatsystematic reviews on the effects of interventions will inform and help
improve policy and services. C2 offers editorial and methodological support to訳

review authors throughout the process of producing a systematic review. A
number of C2's editors, librarians, methodologists and external peerreviewers
contribute.
The Campbell Collaboration
P.O. Box 7004 St. Olavs plass
0130 Oslo, Norway
www.campbellcollaboration.org

原田隆之（目白大学）

訳

目次
目次
要約
背景
目的
選択基準
データ収集と解析
主な結果
結論
1 レビューの背景
2 レビューの目的
3 方法
3.1 適格研究の探索方法
3.2 レビューに包含・除外する研究の基準
3.3 研究の種類
3.4

プログラムの種類

3.5

アウトカム指標の種類

3.6

参加者の種類

3.7

対象研究で用いられた研究方法

3.8

独立した研究結果か否かを決定するための基準

3.9

研究コーディング・カテゴリーの詳細

3.10 統計的手続きと取り決め
3.11

質的研究の扱い

4

結果

4.1

概要

4.2

ヘロイン置換療法の効果

4.3

ブプレノルフィン置換療法の効果

4.4

メサドン維持療法(MMT)

4.5

ナルトレクソン療法の効果

4.6

その他の置換療法の効果

5

考察

6

結論

7

レビュー更新の計画

8

謝意

9

参考文献

原田隆之（目白大学）

訳

10

系統的レビューに含まれた研究原田隆之（目白大学）

訳

原田隆之（目白大学）

要約
背景
一般に，薬物乱用者は薬物を乱用していない者に比べ，犯罪に関与することが多く，それは特に財産犯罪に当てはまる。薬物置換プログラムは，薬物乱用者の生活の質を高め，犯罪への関与を低減させるために開発されてきた。すべてではないにしろ，いくつかの評
価研究では，ヘロインやメサドンの処方を基本とする置換療法を行った後，犯罪が減少したことが報告されている。
目的
この系統的レビューは，メサドンの処方をヘロインや他の薬物の処方と比較したときのそれぞれの効果について，全体的な情報を得ることを目的としている。
探索戦略:

6つのデータベース(Medline, Campbell Crime and Justice Group, National

Criminal Justice Reference Service, National Treatment Agency for Substance Misuse,
JSTOR and Criminal Justice Abstracts)を始め，関連する学術誌とウェブサイト(Harmreduction Journal, Journal of Substance Abuse Treatment, Drug and Alcohol Dependence,
Drug and Alcohol Review, Drug and Therapeutics Bulletin, International Journal of Drug
Policy, Journal of Clinical Psychopharmacology, Déviance et Société, Criminal Justice andBehavior, Criminologie, www.heroinstudie.de and www.drugscope.org.uk) を検索し，選択基準に合致する適切な研究を探索した。
選択基準
適格研究は，薬物置換療法の効果についてのアセスメントをしているものでなければならない（例えば，置換薬物としてメサドン，オピエイトの利用）。そして，犯罪に対する効果のみを検討する。競合する治療法との比較（薬物置換療法と，プラセボ治療や無治療を含むそれ以外のあらゆる形態の治療）は，Shemanら(1997)によって開発されたスケール
においてレベル4以上に合致する研究に限定した。さらに，薬物置換療法の一群事前事後比較研究も含めることとした。なぜなら，何種類かの薬物による治療を比較した場合は，しばしば控え目な差しか現れないが，治療前のレベルに比べると犯罪行動の変化が相当大きかったからである。最後に，マクロレベル（市や地域）で薬物置換療法の影響を査定した研究も含めることとした。この3つのタイプの研究をそれぞれ別々に分析した。
データ収集と解析
66の研究を検討し，そのうちの46件がレビューに含めるために選択された。それらの研究は，オピエイト(opiate)依存者の犯罪行為に対する，メサドン(methadone)，ブプレノル
フィン(buprenorphine )，ヘロイン(heroin)，ナルトレクソン(naltrexone )，ジヒドロコデ
イン(dihydrocodeine )，レボ・アルファ・アセチルメサドン(Levo-alpha-acetylmethadone ) 置換の効果を別々に査定するものである。何種類かの薬物に対する全般的効果を同定するために，メタ・アナリシスのテクニックを用いた。異なる治療法を比訳

原田隆之（目白大学）

較した研究（すなわち，置換療法と他の治療法）は，Shermanら(1997)が開発したスケー
ルのレベル4か5に合致する研究に限定した。
主な結果
ヘロイン維持療法は，メサドン維持療法に比べて，犯罪を有意に減少させた。メサドン維持療法は，置換療法を伴わない治療よりも犯罪を減少させたが，平均効果量は，有意なレベルには達しなかった(p >.1)。しかし，メサドン維持療法を行っていた期間は，治療前のレベルと比較して，非常に大きな（かつ有意な）犯罪行為の減少が見られた。ブプレノ
ルフィンは，正の効果はあったものの，メサドンやプラセボに比べて有意に犯罪行為を減少させることはなかった。ナルトレクソンは，行動療法やカウンセリングに比べて有意に犯罪を減少させた。
結論
ヘロイン維持療法は，治療を受けた者の犯罪への関与を有意に減少させることがわかった。そして，その犯罪抑制効果は，メサドン維持療法よりも大きかった。メサドン維持療法は，犯罪への関与を大きく減少させるが，他の治療に比べて明確に有意であるということはなかった。ブプレノルフィンやナルトレクソンについては，これらの薬物を置換療法に用いた研究はほとんど見出されなかったが，効果は期待できそうだということがわかった。

1 レビューの背景
ここ何十年もの間，西洋諸国において薬物依存はますます厄介な問題となってきている。
薬物依存者は，犯罪行為にかかわる割合が飛びぬけて高く，そのため薬物依存の問題は，公衆衛生の問題を超えて，社会秩序への深刻な問題となっている。ヨーロッパの8か国では，1970年から2000年の間に，侵入盗や強盗等，重大犯罪が数100%も増加している(Killias, 2002, p.115)。また7か国おける自己申告による非行を比較したところ(Killias &Ribeaud 1999)，薬物を使っていない者に比べ，どんな種類であってもハードドラッグに依存している者が財産犯に関与している割合は，およそ10倍高いことが示された。このように，1970年から1995年の間，西洋諸国の多くにおいて強盗や侵入盗が増加傾向にあったのも，薬物乱用が増加したことの副次的な結果であるとみることは，妥当であろう。
こうした状況に対して，薬物依存者に麻薬（例えば，ヘロイン処方プログラム）や置換
薬物を提供するための多くのプログラムが開発された。このような治療プログラムの目指したところは，以下のとおりである。
(1)薬物の過剰摂取や感染症のリスクを低減し，取引きされる薬物の質を統制し，薬物依存者を社会から疎外するのではなく，社会に統合するようにして，彼らの生活の質を改善すること。
(2) 薬物依存による社会的コストを削減すること。

訳

原田隆之（目白大学）(3) 薬物関連犯罪を減少させ，社会秩序を守ること。薬物依存者は，主として薬物を手に入れる資金を調達するために，数多くの略奪犯罪を犯すのであって，公的経路で薬物が供給されれば，犯罪傾向は低下するだろうと考えられている。また，身体的離脱
症状を緩和し，その結果，薬物を摂取する差し迫った必要がなくなるような物質（例えば，メサドン）を提供すれば，同様の効果が得られるであろう。
(4) 治安に関するあらゆる種類の問題を減らすこと。もし，公的経路を通して薬物を入手できれば，薬物を探して浪費する時間が少なくなり，それによって，遵法的な方法で収入を得るための時間を多く持つことができるようになる。さらに，薬物依存者や売人が普段集まるような場所（例えば，スイスの「注射針」公園と呼ばれているような場所）にたむろすることも少なくなるだろう。
多くの研究者が，薬物処方プログラムが犯罪行動に及ぼす影響を研究している。我々は，こうしたプログラムをレビューし，それらが犯罪の減少に効果があるのかどうかを見極めたい。

2 レビューの目的
本レビューは，薬物処方プログラムと薬物置換プログラムが，それを受けた者の犯罪行動に及ぼす影響を評価することを目的としている。このレビューに含める研究は，薬物置換の犯罪に対する効果を査定しているものでなければならない。もし，このレビューによって，そのようなプログラムが犯罪抑制に有意な効果を及ぼすことが明らかになれば，その結果は薬物政策はもちろん，刑事司法政策に対しても示唆するところがあるだろう。例
えば，メタ・アナリシスの結果，ヘロイン維持プログラムが犯罪を低下させることがわかれば，犯罪の防止が優先事項であるとすれば，ヘロインの医療的処方は，犯罪傾向の高い
重篤な薬物依存者に対する治療選択肢の1つとなりうるだろう。

3 方法
3.1

適格研究の探索方法

適格研究を決定するために，論文の要約，参考文献，そして以下のようなデータベースを探索した。Campbell Crime and Justice Group (C2-SPECTR), National Criminal Justice
Reference Service (NCJRS), Medline, Harm Reduction Journal, Journal of Substance
Abuse Treatment, National Treatment Agency for Substance Misuse (NHS), National
Treatment Outcome Research Study (NTORS), Drug and Alcohol Dependence, Drug andAlcohol Review, the BMJ group (DTB) の う ち Drug and Therapeutics Bulletin,
International Journal of Drug Policy, Central Committee on the Treatment of Heroin
Addicts (CCBA), Journal of Clinical Psychopharmacology, Criminal Justice Abstracts

訳

原田隆之（目白大学）(CJA), Déviance et Société, JSTOR, Criminal Justice and Behavior (CJB), Criminologie,
the German literature (Heroinstudie.de-www.heroinstudie.de/H-Report P2 engl.pdf)，および www.drugscope.org.uk.
さらに，関連レビュー(Amato et al., 2005; Farrell et al., 1994; Ferri, 2005; Hall, 1998;
Holloway, 2005; Kosten et al., 1993; Luty, 2003; Prendergast, 2002) の参考文献も探索した。
データベースや参考文献を検索する際のキーワードは以下のとおりである。 drug
addiction（薬物依存）， drug prescription（薬物処方），substitution programs（置換プ
ログラム）， controlled trial（比較試験），re-offending（再犯），heroin（ヘロイン），
methadone（メサドン），opiates（オピエイト），treatment programs（治療プログラム），
drug abuse（薬物乱用），drug addict（薬物依存者），heroin prescription（ヘロイン処方），property crime（財産犯罪），cocaine abuse（コカイン乱用），dexamphetamine（デクサンフェタミン），cocaine substitution（コカイン置換）。それに加えて，以下のよ う な キ ー ワ ー ド の 組 合 せ も 用 い た 。 substitution program （ 置 換 プ ロ グ ラ ム ） +re-offending（再犯），heroin（ヘロイン）+ treatment programs（治療プログラム），heroin（ヘロイン）+ substitution program（治療プログラム），heroin（ヘロイン）+ methadone（メサドン），opiates（オピエイト）+ treatment（治療），opiates（オピエイト）+ substitution（置換），heroin（ヘロイン）+ property crime（財産犯罪），substitution programs（置換 プ ロ グ ラ ム ） + property crime （ 財 産 犯 罪 ） ， cocaine abuse （ コ カ イ ン 乱 用 ） +dexamphetamine（デクサンフェタミン）。
チューリッヒ大学犯罪学・刑事法研究所のスタッフは，多言語の使用が可能であるため，
英語，フランス語，ドイツ語，オランダ語，イタリア語，スペイン語，ポルトガル語，ルーマニア語，ポーランド語，ウクライナ語，ロシア語で出版された研究も対象とした。研究計画（プロトコール）では，欧州ソースブック・グループ（40か国を超えるネットワー
クがある），欧州犯罪学会，国際犯罪学会などの国際的チャンネルを通して，普通は国際的な研究レビューによってもカバーされていない国とのコンタクトも可能であろうと考えた。しかし，これらのルートを通しては，適格研究を見出すことはできなかった。1960
年以降に出版された研究はどんな言語であっても検討した。
3.2

レビューに包含・除外する研究の基準

薬物置換療法が犯罪に及ぼす効果についてのランダム化された研究，準実験研究，事前事後比較研究を含めることとした。介入は，裁判所の命令によるものであっても，刑事司法システムとは関係のないものであっても対象とした。薬物置換を用いた介入のみ（例えば，メサドンやオピエイトを代替薬物として用いたもの）を検討した。犯罪とは関係のな
い効果，特に将来的な医学的効果などは，考慮しなかった。コード化の手順は，キャンベル共同計画のガイドラインに従って準備した。さらに，本レビューはメタ・アナリシスの訳

原田隆之（目白大学）

最新の水準に従っている（例えば，Lipsey & Wilsonによる「実践的メタ・アナリシス」に記載されたものなど）。
3.3 研究の種類
Shermanら(1997)によって開発されたスケールでレベル4以上に合致した研究が，競合する治療を比較するために検討された。さらに，この分野の研究の全容を把握するために，
事前事後比較研究もレビューに含めることとし，平均効果量を算出した。このような研究も当該分野においては有益である。というのも，治療前のレベルと比較した犯罪率の変化
は，相当大きいことがよくあるが，何種類かの薬物の治療を比較したような比較研究では，中程度の差しか現れないことがしばしばであるからだ。
したがって，以下のような種類の研究を含めることとした。
(1) 一群の事前事後比較研究： 治療前，治療中，治療後における個々人の犯罪率を比較した研究。適格基準としては，薬物の処方（例えば，メサドン，ヘロインなど）を含んだ研究であること。
(2) 真の実験研究（ランダム化デザイン）と準実験デザインの研究など，複数の群を比較した研究： 治療群と対照群（ランダム化されている場合も，いない場合も）の治
療前，治療中，治療後における参加者の犯罪率を比較した研究。前項同様，適格研究は治療群に置換療法を行ったもののみである。対照群は，それ以外の治療であれば何でもよく，無治療（プラセボ対照を含む）でもよい。例えば，治療群が置換薬物としてヘロインを使った治療を受けており，対照群が無治療であるか，他の置換薬物（メサドンなど）を用いた治療を受けている場合などである。あるいは，対照群が心理療法や解毒治療など，断薬治療を受けていてもよい。
(3) マクロ・レベルの研究： マクロ・レベル（市や地域など）で，薬物置換療法の影響を査定している研究。適格研究の条件としては，プログラムの犯罪行為に対する影響を警察や裁判所のデータ，あるいは調査データを用いて，市・地域のレベルで測定している必要がある。
この3種類の研究をそれぞれ別個に分析した。そして，これら全研究を考慮に入れて，犯罪に対する薬物置換プログラムの効果を検証した。
レベル2と3の研究が大多数であったため，包含基準は，プロトコールに関するものに限定した。質の高い群間比較研究（レベル4と5）が十分な数だけあったので（表1,2,3,6），
事前事後比較研究の要約も行ったが（表5），その際にレベル3の研究は除外した。
3.4 プログラムの種類
3.4.1 介入の種類
薬物処方や薬物置換療法プログラムが，薬物依存者の犯罪に及ぼす効果を報告した研究を採用した。薬物置換療法とは，断薬を目指すプログラムではなく，薬物の処方を行うプ

訳

原田隆之（目白大学）

ログラムのことである。メサドンによる解毒治療は，最終的には断薬を目指しており，比較的短期間にメサドンの処方量をゼロにまで減量するため，置換療法とは考えない。処方するのは，ヘロインの代替薬物としてのメサドンやブプレノルフィンのように，違法薬物の代替薬物と考えられる薬物でなければならない。よって，薬物依存者に処方されることの多い精神安定剤や抗生剤のような薬物の処方は除外する。しかし，ナルトレクソンやオピオイド拮抗薬を使った研究は採用した。さらに，医療的にヘロインを処方した研究も採用した。これはヘロインがヘロインの代替薬物というのではなく，街中でヘロインを統制なく乱用することの代わりに，使用者のニーズに合わせて，統制された用量のヘロインを処方するようにするものである。
いかなる薬物も処方しないプログラムは，検討から除外した。例えば，心理療法や解毒療法のみによるプログラムなどは，治療群で薬物置換療法を行っている場合の対照群において用いる場合を除いて検討対象とはしなかった。薬物置換療法による介入（メサドンやオピエイトを代替薬物として用いるなど）のみを検討した。
3.4.2

プログラムによって置換された薬物の種類

ヘロイン，モルフィネ，あへん，コカイン，クラックコカイン，エクスタシー，覚せい剤，LSD，ケタミン，大麻，フェンタニール，吸引剤など，国際協定や各国の国内法に基づいて違法とされるすべての薬物。
3.4.3

プログラムが実施される状況

裁判所によって命じられた治療であるか，いかなる刑事司法システムの介入とも無関係であるかを問わず，すべてのプログラムを対象とする。しかし，拘禁された薬物依存者を対象としたプログラムは対象外とした。というのも，彼らが刑務所にいる限りは，その再犯を適切に検証することができないからである。治療が刑務所内で開始されたが，釈放後の再犯を検証している研究は採用した。
3.5

アウトカム指標の種類

検討した主要アウトカム指標は，再度の有罪判決，警察の記録，自己報告による再犯である。薬物所持と使用は，ほとんどの国では犯罪であるが，明確な犯罪アウトカムとしては考慮しなかった。多くの研究では，全般的な犯罪の数（自己報告，逮捕，有罪判決，拘禁などで測定）を報告しているが，薬物所持と使用は確かにこれらの一般的なアウトカム
指標の中に含まれている場合がある。マクロ・レベルで効果に焦点を当てた研究の場合は，伝統的なアウトカム指標（統計，犯罪被害者調査など）を検討している。
個人レベルの改善を査定するためには，介入前後の標準化した期間における犯罪率（または，再犯をした者の割合）だけでなく，事件率（または，1人当たりが犯した犯罪数）を検討した。犯罪率からは，置換薬物の処方によって何人の人々が犯罪行動から引き離されたかがわかる。一方，事件率からは，プログラムの結果，犯罪が減ったのかどうかを査定することができる。この区別をすることが重要なのは，あるプログラムが犯罪数を減らす

訳

原田隆之（目白大学）

ことはできるかもしれないが，犯罪者の数には影響がないかもしれないからである。医学的効果や薬物マーケットに対するプログラムの効果など，犯罪以外への治療効果については考慮しなかった。
3.6

参加者の種類対象とした薬物依存者（ヘロインやコカイン依存者など）は，成人と青年の男女である。
3.7

対象研究で用いられた研究方法

本レビューで対象とした研究において用いられた方法は，ランダム化試験，準実験研究，
前後比較研究である。
このレビューに含まれたすべての研究では，逮捕，有罪判決，拘禁，自己報告など，犯罪に対する薬物置換療法の効果を測定している。
3.8

独立した研究結果か否かを決定するための基準独立した研究結果でない可能性がある場合には，3種類のものがある。我々は，類似のキャンベル・レビュー・プロトコール (e.g. Lipsey and Landenberger (2006); Wilson etal.(2007))と同様の基準を用いることとした。
第一の場合は，1つの研究から複数の犯罪の指標が報告されている場合である（例：逮捕，有罪判決）。そのようにアウトカムが複数報告されている場合，解析のためには1つのみを用いた。研究間の比較可能性を最大限に保つために，コーディング担当者は，集められた研究の中で，最も頻繁に用いられているアウトカム指標を選択した(Lipsey et al., 2006)。
その指標は「全犯罪」であり，たいていの場合，逮捕か自己報告のレベルによるものであった。もし，「全犯罪」という指標が用いられていない場合は，いくつかのアウトカムの中から何でもランダムに選択した。
第二の場合は，同一のアウトカムが，例えば治療後6か月，12か月，18か月，2年後などというように複数の時点で測定されている場合に生じる。このような場合，研究間の比較可能性を最大にするために，全研究の中で最も普通に用いられている時点（12か月）に近い時点での測定値を選んだ (Lipsey et al., 2006)。
最後に，独立していない知見である第三の可能性は，同一のデータが複数の論文で発表されているような場合である。同一評価を報告した複数の論文であるかどうかを見極めるために，著者の氏名，裁判所の場所，研究の期日，そして対象者についての記述を用いた。
このような複数の論文が見つかったときは，コーディングに用いる第一の対象として，最も完全性が高く，詳細に記述された論文を選定した。ほかの論文は，コーディングをより入念にするために必要があれば参照した(Wilson et al., 2007)。
3.9

研究コーディング・カテゴリーの詳細

訳

原田隆之（目白大学）

各研究の研究デザイン，プログラム，アウトカム指標の性格，アウトカム・データについての情報を系統的に引き出すためのに，本レビューのためのコーディング・プロトコー
ルを作成した（附録‐コーディング・プロトコール参照）。
3.10

統計的手続きと取り決め

我々のレビューは，メタ・アナリシスの現行の標準手続きに従っている（例えば， Lipsey& Wilsonによる「実践的メタ・アナリシス」(Practical Meta-Analysis)を参照）。
上述の3つのタイプの研究（前後比較研究，ランダム化比較試験と準実験デザイン，マクロ・レベル研究）を統合し，それぞれ別々にメタ・アナリシスを行った。
薬物処方，または置換プログラムの犯罪行動に対する効果は，オッズ比を用いてコード化した。オッズ比は，薬物治療において通常用いられる二値変数のアウトカムによく適している。犯罪の実行が（準）連続変数で測定された場合（犯行日数，逮捕の数），標準平均差タイプの効果量を計算し，オッズ比に変換した(Lipsey & Wilson, 2001を参照)。前後
比較研究では， t0 と t1の間でオッズ比を計算した。オッズ比が >1.0 であることは，治療が犯罪行動を低減させたことを示しており，治療に効果がなかったときには，どんな場
合でもオッズ比は<1.0となる。効果量の外れ値（›± 3.0標準偏差 ）は，それほど極端でない値（次に高い値で，外れ値とは見なされないもの）で置換することとしたが，そのような外れ値はなかった。さらに，欠損値の場合は，データを入力しなかった。
平均効果量の計算のために，メタ・アナリシスの逆分散法を用いた (Lipsey & Wilson,
2001) 。まず最初に，固定効果モデルを当てはめた。Qテストが均質性を棄却した場合はいつも，ランダム効果モデルを採用した。
3.11

質的研究の扱い

質的研究は，本系統的レビューには含めなかった。

4 結果
4.1

概要

Medlineでは，キーワードの組合せによる検索で3,791の研究が見つかった。異なったす
べての検索方略を合わせると，459の文献がさらなる検証のために保持された。68本がレビューであり，220本は本レビューの対象外であるとして棄却された（うち，168本はフル
テキスト・バージョンで入手できた）。そして171本が対象として保持された（152本はフルテキストで入手できた）。保持された171本の文献のうち，必ずしも同一の結果を報告しているわけではないが，同一の研究内容について報告している複数の論文があった。結果，66の研究がコード化された。これらのうち，46がSherman基準の4以上を満たしたか，前後比較研究であったか，大集団研究であったかのいずれかであったので，本レビューに含訳

原田隆之（目白大学）

めることとした。
4.2

ヘロイン置換療法の効果コードされた適格研究の中には，6つのヘロイン置換プログラムに関する研究があり，うち5つはランダム化比較試験(RCT)であった。RCTのうち4つは，対照群がメサドン維持療法を行っていたが(Dijkgraaf, 2005; Hartnoll et al., 1980; Löbmann et al., 2008; Marchet al., 2006)，1つは (Perneger, 1998)，対照群は何らかの既存治療法を受けていた（とはいえ，ほとんどはメサドン維持療法であった）。これらの研究の概要は，附録の表A1を参照されたい。1つの研究は，ヘロイン置換の効果をインテーク時とフォローアップ時で比較をする研究であった(Killias et al., 1999)。この研究は，下に示したモデルからは除外した。
これらの研究から得られた効果量と，ランダム効果モデル，固定効果モデルの効果量を下の表1に示す。
表1：治療群がヘロイン維持療法を受け，対照群がメサドンか他の標準的治療を受けた研究
第一著者

p

年

アウトカム

オッズ比

信頼区間下限信頼区間上限Dijkgraaf

2005

逮捕／財産犯

1.33

0.94

1.88

0.11

Perneger

1998

起訴／全犯罪

33.53

5.52

203.6

0.0001Hartnoll

1980

逮捕／全犯罪

2.37

1.08

5.22

0.03

March

2006

実行／全犯罪

3.64

1.29

10.31

0.015

Löbmann

2008

起訴／窃盗

1.43

0.79

2.59

0.24

固定効果

1.65

1.27

2.16

0.0002

ランダム効果

2.44

1.27

4.69

0.0072

6.58

4.46

9.69

<0.0001

Killias1999

有罪判決／全犯罪

注：(1) 最初の5つの研究はRCTであり，本モデルに含めた。しかし，最後の1つは前後比較研究であり，モデルからは除外した。
(2) オッズ比 >1.0 の場合は，治療後，犯罪が低下したことを示す。
(3) p値はz検定に基づく。

図1： 表1に示した研究のフォレストプロット1 。ボックスのサイズは，要約値における研究のウェ
イトに比例している。Perneger et al (2008) による研究の信頼区間は省略した（矢印）。

固定効果
ランダム効果訳

原田隆之（目白大学）

全効果量の標準偏差は，14.04であり，ゆえに，どの研究も外れ値を置換することはなかった。しかし，Perneger(1998)による研究には，対照群に21名，治療群には27名の参加者
しかいなかった。さらに，そのオッズ比の信頼区間は5.52‐203.6であったため，観察された効果は非常に変動が大きい。それは明らかに， (1)対照群の異質性，(2)小さいサンプル
サイズによるものである。Killiasら(1999) の研究は，スイス・ヘロイン試験での治療対象者を，特に犯罪への関与の深さを考慮して選んだため，効果量が大きかった。
均質性の仮定は棄却された。他のすべての研究に比べて，対照群の受けた治療が異なっているため，Perneger (1998)の研究を解析に含めなければ，均質性は容認される。その場
合，固定効果モデルの平均効果量は，1.55 [1.18; 2.02] (p=0.0015)となる。したがって，メ
サドン維持療法よりも，ヘロイン処方の方が，犯罪指標における有意な低下があったこととなる。
1 フォレストプロットは，Rを用いて作成した(ww.r-project.org)。

4.3

ブプレノルフィン置換療法の効果

犯罪行為に対するブプレノルフィンの効果については，4つの研究が見つかった。このうち3つがRCTであり，その2つでは対照群にMMTが実施されていたが (Harris et al.,2005; Magura et al., 2008)，第3の研究 (Krook, 2002)では，対照群はプラセボのみが与えられていた。個々の研究の効果量と全体の効果量は，表2のとおりである。研究の概要は，附録に記載してある（表A2）。第4の研究(Kakko et al., 2003)もランダム化試験であるが，犯罪性の指標は前後比較の形式で治療群のものしか示されていない。
表2：治療群がブプレノルフィンを処方された研究。上 3つはRCTであるが，最後の研究では犯罪指標は前後比較形式でしか示されていない。
第一著者

Harris

年

アウトカム

オッズ比

信頼区間下限信頼区間上限p

2005

犯罪のコスト

5.74

3.03

10.86

<0.0001

／全犯罪
Krook

2002

着手／全犯罪

3.88

0.92

16.40

0.07

Magura2008

逮捕／全犯罪

1.01

0.46

2.22

0.99

固定効果

2.98

1.86

4.77

<0.0001

ランダム効果

2.78

0.81

9.53

0.10

2.41

077

7.53

0.13

Kakko

2003

実行／全犯罪

訳

原田隆之（目白大学）

図2：表2で示した研究のフォレストプロット。ボックスのサイズは，要約値における研究のウェイトに比例している。

固定効果
ランダム効果

均質性の仮定は棄却され (Q 検定， p=0.0033)，異なった対照群を有する研究(Krook etal., 2002)を除外しても，これは同様であった (Q検定， p=0.0008)。全体的に見て，メサ
ドンの代わりにブプレノルフィンを使った場合，ブプレノルフィンはメサドン（あるいはプラセボ）に比べて正の効果はあったが，犯罪の有意な減少は見られなかった。
4.4

メサドン維持療法 (MMT)

メサドン維持療法に関しては，41の研究が見つかり，コード化された。そのうちの2つは大集団研究であり，11は準実験研究（しかし8つは, Shermanスケールでレベル2 または3であり，多くの研究が見つかったため，これらは除外することとした），21は前後比較研究，そして7つがRCTだった。したがって，7つのRCTと3つの準実験研究を採用した。
RCT では，それぞれ対照群が大きく異なっていた。3つはウェイティング・リスト対照群(Dole et al., 1969; Schwartz et al., 2007; Yancovitz et al., 1991)で，ほかはそれぞれプラセ
ボを受けるもの(R. Newman et al., 1979)，カウンセリング(Kinlock, 2008)，解毒治療(Seeset al., 2000)，そして治療共同体(Bale et al., 1980)であった。準実験研究では，2つの研究では対照群が解毒治療を受け(Daley, 2000; Haglund et al., 1978) ，1つの研究では施設入所型治療を受けていた(Teesson, 2006)。これらの研究の概要は，附録の表A3 に記載してある。

訳

原田隆之（目白大学）

表3： 治療群がメサドン維持療法を受け，対照群がいかなる置換療法を受けていない研究のうち，
Shermanの基準 4または 5 を満たしたもの
第一著者
Daley

p

年

アウトカム

オッズ比

信頼区間下限信頼区間上限2000

犯罪のコスト

0.83

0.29

2.34

0.72

／全犯罪
Teesson2006

着手／全犯罪

1.16

0.60

2.24

065

Haglund

1987

逮捕／全犯罪

0.39

0.12

1.29

0.12

Kinlock

2008

拘禁／全犯罪

2.73

1.12

6.67

0.03

Dole

1969

拘禁／全犯罪45

4.04

500.71

0.002

Bale

1980

逮捕／全犯罪

0.88

0.48

1.61

0.68

Newman1979

訴追／全犯罪

2.29

0.97

5.4

0.06

Schwartz

2007

違法収入／全

1.18

0.78

1.77

0.44

犯罪
Yankowitz

1991

拘禁／全犯罪

0.49

0.04

5.43

0.56

Sees

2000

ASIのlegalスコ

2.47

1.31

4.63

0.01

固定効果

1.34

1.06

1.70

0.01

ランダム効果

1.40

0.91

2.16

0.12

ア／全犯罪

図3：表3に示した研究のフォレストプロット。ボックスのサイズは，要約値における研究のウェイトに比例している。
Dole (1969) とYankovitz (1991) の信頼区間は表示を省略した（矢印）。

固定効果
ランダム効果訳

原田隆之（目白大学）

ここでも均質性の仮定は棄却された(p=0.0047)。ランダム効果モデルでは，メサドン維
持療法は対照群に比べて有意な効果を示さなかったものの，平均効果量はメサドン維持療法の方が大きかった。
対照群の種類ごとにグループを別々に解析したところ，群間の差は有意ではなかった。
また，均質性の前提は，対照群が解毒治療(p=0.35)でも，カウンセリング，入所型治療，治療共同体(TC)(p=0.63)でも棄却されなかった。結果の詳細は，表4のとおりである。
表4：メサドン維持療法が犯罪行為に及ぼす効果の対照群に対する治療の違いによる比較。研究は，
Shermanの基準でレベル4か5を満たしているもの。
対照群

p

研究の数

平均効果量

信頼区間下限信頼区間上限

解毒療法a

3

1.41

0.86

2.31

0.17

ウェイティング・リストb

3

2.58

0.29

22.8

0.39

入所型治療・治療共同体・

3

1.22

0.82

1.82

0.32

1

2.29

0.97

5.4

0.06

カウンセリングa
プラセボa

ここに表示した効果量は，a が固定効果モデルであり，b がランダム効果モデルによる。

p はz 検定による。
図4: 表4に示した研究のフォレストプロット。ボックスのサイズは，各研究タイプのオッズ比の逆
分散に比例している。

解毒療法
ウェイティング・リスト
入所型治療／TC／カウンセリング
プラセボ

したがって，メサドン維持療法は対照群のどの治療よりも犯罪性に対して有意に優れた効果がなかった。とはいえ，すべての対照群の治療よりも，有意ではないが正の効果を示していた。
表5は，メサドンを用いた前後（治療前・治療中）比較研究の結果である。ただし，このうち1つの研究は，メサドンを経口投与した場合と，静注した場合のランダム化試験である(Strang et al., 2000)が，経口投与群の前後比較での結果しか示されていない。というのも，投与量や投与方法による比較ではなく，他の置換薬物との比較に変更されたからである。治療前の犯罪行動のレベルと，メサドン維持治療中の個々の犯罪率の平均を比較して，効果量（対数化オッズ比）を計算した。そのため，非常に大きなオッズ比が得られること

訳

原田隆之（目白大学）もあった。最大のオッズ比(1081)は，24名しか参加者のいない研究で得られたものである。
表5：メサドン維持療法の前後比較研究
第一著者

年

アウトカム

オッズ比

信頼区間下限信頼区間上限p

Rothbard

1999

逮捕／全犯罪

0.74

0.62

0.89

0.0017

Déglon1994

拘禁日数／全犯罪

11.17

4.05

30.80

<0.0001

Cushman1974

逮捕／財産犯罪

8.18

3.36

19.92

<0.0001

Dole

1968

有罪／全犯罪170.44118.67244.82<0.0001

Bali

1988

犯罪実行／全犯罪

26.68

18.72

38

<0.0001

Schut

1975

逮捕／粗暴犯罪

14.79

4.81

45.43

<0.0001

Grellaa1995

犯罪実行／窃盗

0.69

0.32

1.49

0.34

Grellab1995

犯罪実行／窃盗

1.69

0.98

2.92

0.06

Grellac1995

犯罪実行／窃盗

0.85

0.38

1.87

0.68

Cushman1976

逮捕／全犯罪

8.63

5.72

13.01

<0.0001

Newman1973

逮捕／全犯罪

6.14

3.94

9.57

<0.0001

Langrod

1973

逮捕／全犯罪

26.8

17.72

40.64

<0.0001

Keen

2000

有罪・警告／全犯罪

1.67

0.86

3.27

0.13

Keen

2003

犯罪実行／財産犯罪

18.25

5.41

61.64

<0.0001

Walger1989

拘禁／全犯罪

1081

33.34

35041

<0.0001

Strang2000

犯罪実行／財産犯罪

1.57

0.31

7.85

0.55

Simpson1997

犯罪実行・拘禁

5.02

2.81

8.96

<0.0001148.50

18.56

1188

<0.0001／全犯罪

Sheerin2004

犯罪実行／全犯罪

Perreault

2007

不法収益

2.53

1.02

6.27

0.04

Koft

2001

逮捕／全犯罪

4.44

1.58

12.48

0.0047

Bades

1996

有罪／全犯罪

2.56

0.91

7.17

0.07

固定効果

4.37

3.94

4.86

<0.0001

ランダム効果

6.92

3.04

15.77

<0.0001a

白人に対する結果b

アフリカ系アメリカ人に対する結果

c

ラテン系女性に対する結果

図5: 表5に示した結果のフォレストプロット。ボックスのサイズは，要約値における研究のウェイトに比例している。Walger (1989) とSheerin (2004) の信頼区間は表示を省略した(矢印)。

訳原田隆之（目白大学）

固定効果
ランダム効果

均質性の仮定は，ここでも棄却された。ここでは，メサドン維持療法がベースラインに比較して望ましい効果を及ぼしていることが観察された。このことは，メサドンが他の薬物に比べて犯罪性を低下させることに有意な効果はないという上の結果と矛盾するもの
では全くない。実際，これらの前後比較研究は，治療期間中に犯罪性の低下があったということを示すだけで，この治療が他と比較して効果的な治療なのか，その効果は治療そのものによるのか，単に時の経過によるものなのかということはわからない。
2つの大集団研究に関しては，マクロ単位での比較群を有している研究がないので，こ
こでは一般的な結果のみを報告する。最初の研究は，Niveau et al(2002) らによって行われ，ジュネーブの警察に把握された犯罪とMMTを受けた依存症者の数には有意な正の相関があった( r= 0.71 [0.73; 0.68])。しかし，その結果に対して，Aebi (2001) は，そのようなトレンド分析には，全薬物依存者を含める必要があると述べた。このような分析を行った結果，逆にMMTの効果を支持する結果となり，r= -0.19 [-0.14;-0.24]で有意であった。
2つ目の大集団研究(Maddux & Desmond, 1979)でも， r = -0.93 [-1.03, -0.84]の負の相関が得られた。
4.5

ナルトレクソン療法の効果

ナルトレクソンは置換療法ではないが（むしろ，拮抗薬の処方である），本レビューに含めた。効果量は表6に示してある。2つのRCTが見出され，1つはナルトレクソン治療を

訳

原田隆之（目白大学）

カウンセリングと比較したもの(Cornish et al., 1997) ，もう1つは行動療法と比較したもの(Rawson, 1979)である。さらに，1つの前後比較試験も表6に示した(De Jong et al., 2007)。
表6: ナルトレクソンの犯罪行為に対する効果
第一著者

p

年

アウトカム

オッズ比

信頼区間下限信頼区間上限1997

拘禁／全犯罪

3.61

1.06

12.35

0.04

1.66

1.39

1.99

<0.0001

固定効果

3.21

1.23

8.31

0.02

ランダム効果

3.21

1.23

8.31

0.02

2.67

0.59

12.09

0.20

Cornish（及び保護観察遵
守事項違反）

RawsonDe Jong

1976

2007

拘禁／全犯罪EuropASIの justice /policeスコア

図6：表6に示した研究のフォレストプロット
ボックスのサイズは，要約値における研究のウェイトに比例している。

固定効果

ここでは，均質性は検定によって棄却されなかった。ここではナルトレクソンは，心理的介入に比較して，犯罪行動に対して有意かつ有益な効果があることが示された。
4.6

その他の置換療法の効果

最後に，他の置換療法を使用した2つのRCTを見つけた。1つは， レボ・アルファ・ア
セチルメサドン(LAAM) とMMTを比較したもの (Eissenberg et al., 1997)で，もう1つは
MMTをジヒドロコデインと比較したもの(Robertson et al., 2006)である。最初の研究では，
LAAMに有効な効果が見出され，効果量は1.93 [0.16, 22.31] であったが，これは有意ではなかった。しかしながら，この置換薬物には非常に重大な副作用（多形性心室頻頻拍）が見られたため，この理由からヨーロッパでは使用不可能となっている。第2の研究では，効果量は0.96 [0.39; 2.37] であり，これもまた有意ではなかった。

5 考察

訳

原田隆之（目白大学）

系統的レビューのコクラン・データベースには，薬物置換療法に関して行われた2つの系統的レビューが含まれており，それはFerriら(2006) によるものと，Mattickら(2006)
によるものである。この2つのレビューは，犯罪行為をアウトカム評価項目として注目していないが，本研究とその結果を比較することは，妥当であるように思われる。Ferri ら(2006)のレビューには,メサドン維持療法とヘロイン維持療法を比較している4つの試験が含まれている。1つの研究では，ヘロイン維持療法中は訴追されるリスクが低減することが示されており，それは，本レビューの結果と一致している。また，2つの研究は，犯罪行
動と社会的機能性を多面的アウトカム指標として考慮しているが，ここでもヘロインに加えてメサドンを用いた維持療法の方が，メサドン単独よりも良い結果を生んでいる。これ
もまた，本レビューで得られた結果と一致する。つまり，ヘロイン維持療法は，他の維持療法よりも，犯罪性を低減する。
Mattick ら(2006)のレビューには, 犯罪行動に対する効果に関して，メサドン維持療法をオピオイド置換療法を行わなかった場合と比較した3つの研究を含めている。そこで得られた結果は，本レビューで得られた結果と次の2点で類似していた。まず，メサドン維
持療法は，他の治療よりも犯罪行動を低減するような効果があった。第二に，その効果は有意なものではなかった。

6 結論
ヘロイン維持療法は，メサドン維持療法より有意に犯罪を減少させる。メサドン維持療法そのものは，犯罪行為に対しては有意な効果がなく，特に2つの解毒プログラムと1つのコミュニティ・プログラムにおいては，逆効果ですらあった。メサドン維持療法は，犯罪減少に対しては優先すべき治療ではないが，解毒，治療共同体，カウンセリング，居住型
治療，プラセボ，ウェイティング・リスト対照群に比べると，有望であることが見出された。その減少は有意なものではないが，メサドン維持の期間中は，治療前のレベルに比べると，非常に大きな（そして有意な）犯罪行動の減少が見られた。
ブプレノルフィンは，メサドンやプラセボに比べると確実に効果があるものの，犯罪行動を有意に減少させるものではない。最後に，ここではまったく異なった種類の治療であるナルトレクソンによる治療も同様に評価した。この治療は，行動療法やカウンセリングよりも有意に犯罪性を低減した。
全体的に見れば，薬物依存者の犯罪を減少させることは，それ自体重要なことではあるが，おそらくは注目すべき唯一の目標ではないだろう。本レビューは，断薬の促進や健康の向上のような，他の目標に関する置換療法の他の（そしておそらくは異なった）効果には焦点を当てなかった。

訳

原田隆之（目白大学）

7 レビュー更新の計画
本レビューは，様々な言語で発表された新しい研究を取り入れて，5年ごとに更新する予定である。本レビューの第一著者が，更新を主導する。

8 謝辞
スイス連邦公衆衛生局（SFOP），キャンベル共同計画，およびSFIキャンベルに対し，
本プロジェクトへのご支援をいただいたことに対して謝意を表したい。

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原田隆之（目白大学）

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原田隆之（目白大学）

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訳

原田隆之（目白大学）

11 附録：適格研究の概要
表 A1：本メタ・アナリシスに含めた研究のうち，治療群がヘロイン投与を受けた研究の概要
第一著者

年

Dijkgraaf

2005

Perneger

1998

アウトカム
逮捕／財産犯罪
1

告訴／全犯罪

測定方法

N

N

アウトカム

アウトカム

（実験群） （対照群） （実験群）

（対照群）

期間

治療群の介入
メサドン＋

自己報告

1932

2372

37(134)65(207)

12か月

自己報告

27

243

20/54

7/124

196日

ヘロイン

42

46

52%

72%

12か月

ヘロイン

31(27)

31(23)

12(13.7) 5

3.8(7.6) 5

9か月

419

406

12.4%/9.5%6 13.3%/12.4%6 12か月

ヘロイン

対照群の介入メサドン
標準治療（多く
はメサドン）

自己報告（可Hartnoll

1980

逮捕／全犯罪能な場合，公
的記録と照

メサドン

合）
犯罪行為にかMarch

2006

遂行／全犯罪

かわった日
数・自己報告Löbmann

2008

告訴／窃盗

公的記録

1

研究参加者100人の平均 (SD)。

2

研究開始時点での数。12か月の治療を完了した患者数は，治療群135人(70%)，対照群204人(86%)。

3

対照群においては，21人の参加者のデータのみが使用可能であり，それを用いた。

4

試験開始前6か月／196日の試験終了後（平均値）。

5

t0と比較した場合の犯罪遂行日数平均値の減少。

6

治療開始前月／治療12か月後。

メサドン＋
ヘロイン
メサドン＋
ヘロイン

メサドン

メサドン

訳

原田隆之（目白大学）

表A2: 本メタ・アナリシスに含めた研究のうち，治療群がブプレノルフィン投与を受けた研究の概要
第一著者

年

アウトカム

測定方法

N

N

アウトカム

アウトカム

(治療群） （対照群） （治療群）

（対照群）

期間

治療群の介入対照群の介入自己報告（およHarris2005

犯罪のコストびコスト・アト／全犯罪

リビューショ

73

66

6265(2028) 13223(10209)

12か月

ブプレノルフィン

メサドン

3か月

ブプレノルフィン

プラセボ

ブプレノルフィン

メサドン

ン）
Krook

2002

実行／全犯罪

自己報告

51

48

96.1%199%%1Magura2008

逮捕／全犯罪

自己報告

43

38

0.69(0.95)2

0.71(0.77)2

1

研究の中で提示されている数字は，「犯罪行為を行わなかった者の割合」，3.9%と1.0％。

2

逮捕数の平均（SD）。

釈放後
3か月

訳

原田隆之（目白大学）

表 A3: 本メタ・アナリシスに含めた研究のうち，治療群がメサドン投与を受けた研究の概要
第一著者

Daley

年

2000

アウトカム

犯罪によるコス
ト／全犯罪

測定方法

N
（実験群）

N
（対照
群）

自己報告（およびコストの

アウトカム

アウトカム

（実験群）

（対照群）

1584.99

期間

治療群の介入対照群の介入

―

202日

メサドン

解毒

メサドン

54

183

227

141

45%/19%61%/27%

12か月

130

62

39.2%/20.8%

35.5%/

24か月

6か月

推計）

(15321.54)1

居住型リハビTeesson2006

遂行／全犯罪Haglund1970

逮捕／全犯罪Kinlock

2008

拘禁／全犯罪

自己報告

68

63

13%

29%

Dole

1969

拘禁／全犯罪

公的記録

12

16

25%

93.8%

Bale

1980

逮捕／全犯罪

自己報告

59

150

49.2%

46%

12か月

メサドン

治療共同体

Newman

1979

不明

50

50

1.42

3.22

36か月

メサドン

プラセボ

Schwartz

2007

自己報告

199

120

4163

3363

Yankowitz

1991

149

152

1.4%

0.7%

16か月

メサドン

Sees

2000

77

57

0.05(0.13)4

0.13(0.193)4

12か月

メサドン

有罪判決／全犯罪
違法収益／全犯
罪
拘禁／全犯罪ASIのlegalスコ
ア／全犯罪

自己報告

自己報告および警察の協力研究終了時に判明した状況
自己報告

7-10かカ ウ ン セ リ ン カウンセリン
グ＋メサドン
メサドン＋
ヘロイン
メサドン

月

2-10か
月

リテーショング

メサドン
ウェイティン
グ・リスト

メサドン

ウェイティン
グ・リスト
ウェイティン
グ・リスト
解毒

訳
1

回帰係数。

2

研究登録月の100人当たり有罪判決率。

3

違法収益の治療前後の差。

4

平均（SD）。

原田隆之（目白大学）

訳

原田隆之（目白大学）

表A4: 本メタ・アナリシスに含めた研究のうち，治療群がナルトレキソン投与を受けた研究の概要
第一著者

CornishRawson

年

1997

1979

アウトカム

測定方法

拘禁／全犯罪

刑務所への再（＋保護観察遵収容（公的記守事項違反）

録）

拘禁／全犯罪

公的記録

N

N

アウトカム

アウトカム

（実験群） （対照群） （実験群）

（対照群）

期間

治療群の介入カウンセリン

34

17

26%

56%

6か月

グ＋ナルトレ
キソン

20

15

20%

40%

12か月

行動療法＋ナルトレキソン

対照群の介入カウンセリング
行動療法