「操作変数法」の報告事例

「操作変数法」の報告事例統計数理研究所リスク解析戦略研究センター

特任助教竹林由武REQUIRE研究会第18回研究集会

東京医科歯科大学湯島キャンパス（御茶ノ水駅より徒歩1分）1号館西7階口腔保健学科第3講義室

日時：2014年12月6日 (土) 14:30～17:40

1

紹介する論文

肥満と大うつ病性障害:メンデル無作為化研究

喫煙と気分•不安障害の発症

1.

2.

2

事例1: 肥満と大うつ病: メンデル無作為化研究

背景: 肥満と大うつ病の関連

縦断研究のメタ分析：ベースラインの肥満は、フォロアップの抑うつ発症リスクを増大

[ オッズ比: 1.55, 大うつ病性障害 > 抑うつ症状 ]

The British Journal of Psychiatry (2014), 205, 24–28. doi: 10.1192/bjp.bp.113.130419

先行研究の問題点・研究の質の低さ・交絡の可能性

3


背景: 先行研究の問題

研究の質の低さ (メタ分析に含まれた研究)

質の高い研究: 25%のみ抑うつの発症を診断面接で評価: 2件のみ

交絡の可能性・心臓血管疾患による交絡高齢肥満男性、大うつ病の発症リスクを増大血管系の要因は抑うつの高齢発症に寄与肥満は心臓血管疾患のリスクを増大

・他の未観測の要因による交絡の可能性(例，食事やエクササイズ)


肥鬱

心

4


背景: メンデル無作為化研究

曝露と関連する遺伝型を操作変数とし、操作変数回帰によって曝露とアウトカムの因果推論を行うタイプの研究 (観察研究)


操作変数曝露アウトカム

交絡因子

曝露と関連する遺伝型

5

=メンデルの独立性の法則から、曝露と関連する遺伝型は、アウトカムや交絡因子と独立


背景: 本研究の操作変数


肥満関連 (FTO)遺伝子 (FaT mass and Obesity-associated gene)

BMIとの関連が繰り返し報告ただし、単独ではBMIの分散説明力は低め

重みつき遺伝リスクスコア (wGRS: weighted genetic risk score)

32の一塩基多型 (single nucleotide polymorphisms: SNP)から構成効果量によって重み付けFTOよりもBMIの予測を改善

6

肥満に関連する遺伝型 (FTO 遺伝型とwGRS)を操作変数としたメンデル無作為化解析によって、高BMIが大うつ病のリスクを増大させるか検討


FTO

wGRSBMI 大うつ病

交絡因子曝露と関連する遺伝型


目的

7

方法：研究デザインと参加者

研究デザイン: 症例対照研究

参加者:

３つのうつ病多施設共同研究データベースからリクルート(DeNT，DeCC，GENDEP)

症例群の選定基準

• 少なくとも中等から重度の大うつ病エピソードを1~2回以上あり

• 大うつ病の診断は構造化面接 (Schedules for Clinical Assessment in Neuropsychiatry)

• 除外: 物質依存、物質誘発性気分障害、統合失調症、双極性障害

第一親等がうつ、双極性障害、統合失調症

対照群の選定基準

精神疾患の現病、既往なし (past history schedule)

事例1: 肥満と大うつ病: メンデル無作為化研究8

方法: 肥満の測定

BMIの測定

自己報告による身長と体重からBMIを算出

BMI=体重 (kg) / 身長の2乗 (m2)

肥満の基準値：

肥満: BMI 30以上通常: BMI 18.5 ~25

遺伝型の測定the Illumina HumanHap610-Quad BeadChipsで測定(Illuminia Inc, San Diego, California, USA)


方法

wGRSの構成

GRS = 各SNPのリスク対立遺伝子数の合計

FTO遺伝子 (rs3751812)を含む32のBMIと関連する

SNPsからGRSを生成

wGRS = (各SNPのリスク対立遺伝子数(0,1,2)×対応する効果量)の合計


SNP1のリスク対立遺伝子数 = 2



各リスク対立遺伝子を説明変数としBMIを予測する重回帰各リスク対立遺伝子の効果量 (回帰係数)を算出し合計

GRS = 4

例)wGRS

= 1.55

SNP1のリスク対立遺伝子数 (2) ×効果量 (.50)



合計

合計

例)

方法: 統計解析

操作変数 (FTO, wGRS)とBMIの関連を線形回帰で分析 (1段階推定)

(年齢、性別、人種関連の主成分を共変量として統制)

ー操作変数と曝露の関連の強さの基準 (F値10以上)

BMIと大うつ病の関連を操作変数プロビット回帰 (2段階推定)

(年齢、性別、人種関連の主成分を共変量として統制)

解析ソフトはstata version 12.1、ivprobitコマンド

⇒計3222名からBMI、年齢、性別とGWASデータを取得・解析


結果

・女性の割合、年齢、BMIは、うつ病群が統制群よりも高い

・操作変数(FTO遺伝型やwGRS)に群間差なし

・操作変数 (FTO遺伝型とwGRS)はBMIと有意な関連

FTO (リスク対立遺伝子数1): B = 0.048, P = 0.011

FTO (リスク対立遺伝子数2): B = 0.062, P = 0.001

wGRS: B = 0.114, P= 0.001

記述統計量

操作変数として妥当F値が10以上: FTO: 11.32、wGRS: 33.26


結果

プロビット回帰分析

BMIは大うつ病との有意な関連あり

操作変数プロビット回帰

BMIは大うつ病性と無関連

操作変数 (FTO，wGRS)は大うつ病と直接関連せずFTO (リスク対立遺伝子数1): 70.06 [70.17-0.05], P= 0.31

FTO (リスク対立遺伝子数2): 70.01 [70.15-0.14], P = 0.93

wGRS: 70.03 [70.14-0.07], P = 0.54


考察

操作変数解析の結果、BMIと大うつ病の関連は消失

⇒逆の因果関係または他の未観測の重大な交絡の存在

逆因果

抑うつ症状による活動制限⇒肥満化

大うつ病関連遺伝型の特定を待って、逆因果のメンデル

未観測の交絡

抗うつ薬や向精神薬の影響

喫煙、飲酒，社会経済ステータス

肥満に対するスティグマによる自尊心の低下

視床下部-下垂体-副腎系の制御不全など生物学的要因


限界

1.症例対照研究⇒前向きコホート研究が必要

2. 本研究の参加者は中等症に限られる

軽度なうつや閾値下のうつには一般化できない

3. 参加者は欧州の白人家系限定

他の人種、地域に一般化できない

4. 検定力

メンデル無作為化研究で、例数設計の手法は確立していない。

過去のメンデル無作為化研究と比べると、本研究のサンプル大


背景: 喫煙と気分障害•不安症の関連

習慣的な喫煙は、気分障害•不安症の有病率や発症リスクの増大と関連することが報告されている

両者の因果関係は不明確

− 未知 /測定困難な交絡要因の存在(例，共通の遺伝的素因や性格特性)

− 第３の要因による修飾効果の存在(例，年齢，性別)

RCTで因果関係検討できれば良いが喫煙は倫理的にNG

⇒母集団を代表するサンプルでの前向きコホート研究が最善策

操作変数法によって観察研究の因果推論の確信が強まる

事例2: 喫煙と気分•不安障害の発症の関連17

目的3年間のフォローアップ期間における習慣的な喫煙と、気分障害•不安障害の新規発症の因果的な関連を操作変数解析を利用し検討

仮説：習慣的な喫煙は、気分・不安障害の新規発症リスクを増大

副次評価

容量反応勾配の評価⇒平均喫煙本数と新規発症の関係を検討

修飾因子の評価⇒喫煙と精神疾患の関係が社会経済的特徴によって変わるか検討

気分障害大うつ病エピソード不快気分症躁病エピソード

不安障害全般性不安症，パニック症社交不安症，特定の恐怖症外傷後ストレス障害


研究デザイン：前向きコホート研究(の二次解析)

データの出所：

米国の一般人口を対象としたNESARCの疫学データ

計34 653 が追跡可能

フォローアップの不参加理由：

死亡、移住、精神、身体的な疾患、徴兵

ベースラインフォローアップ

時期 2001年〜2002年 2004年〜2005年

参加者 43093名 39959名

参加率 81% 87%

背景: 喫煙と気分障害•不安症の関連


方法: 喫煙の評価

喫煙経験群 (0)：

過去の喫煙歴有、ベース•フォロー両期間での喫煙100本以下

未喫煙者群 (0)：過去の喫煙歴無、ベースとフォロ両期間で喫煙は100本以下

習慣的喫煙群 (1,2,3,4)：

ベースとフォローの両期間で毎日喫煙

平均喫煙数によって4群化

フォローアップ期間

1日平均喫煙数 =

過去１年の平均喫煙数+2(ベースライン測定後2年間の平均喫煙数)/3

群平均喫煙数

0 1>

1 1-9

2 10-19

3 20-29

4 30≦


方法: 精神疾患の評価

評価尺度: 構造化面接the Alcohol Use Disorder and Associated Disabilities

Interview Schedule--- Diagnostic and Statistical Manual of

Mental Disorders, Fourth Edition versionを使用

新規発症の定義

ベースラインに生涯有病無、フォロアップで有病

• PTSDはwave2でのみ評価されたが、初めて症状を経験した時期をベースライン期で聞いている。ベースライン期以降にPTSDエピソードがあった場合に、PTSDの新規発症と定義


方法: 操作変数

①州のたばこ税

2001年から2002年におけるtax policy centerの公開データ

(範囲: 2.8セント〜1.31ドル)

②州の喫煙への態度

• 他の調査の一部、各州ごとに集計 (the National Survey on Drug Use & Health)

• 「一日に1〜2箱以上喫煙した場合、人はどれくらい身体やその他に害が生じるリスクがあると思いますか？」

• 深刻なリスクがあり⇒喫煙への態度ネガティブ

• ネガティブな態度のプレバレンス: 64.4%〜72.2%

⇒ NESARCのベースラインにおける州の登録とリンク


方法: 操作変数

①州のたばこ税

2001年から2002年におけるtax policy centerの公開データ

(範囲: 2.8セント〜1.31ドル)

②州の喫煙への態度

• 他の調査の一部、各州ごとに集計 (the National Survey on Drug Use & Health)

• 「一日に1〜2箱以上喫煙した場合、人はどれくらい身体やその他に害が生じるリスクがあると思いますか？」

• 深刻なリスクがあり⇒喫煙への態度ネガティブ

• ネガティブな態度のプレバレンス: 64.4%〜72.2%

⇒ NESARCのベースラインにおける州の登録とリンク

先行研究で喫煙の開始と強い関連が報告

精神疾患に直接影響するとは考えにくい


方法: 解析方法

①喫煙と気分障害•不安障害の関連における交絡の評価

操作変数を用いたプロビット回帰 (アウトカムがカテゴリ変数の回帰)

step1) 操作変数で平均喫煙数を予測

step2) step1で得られる喫煙の予測値で疾患の発症を予測

交絡の評価：

①step2のwald統計量

②各段階の誤差相関係数 ρ (最尤推定)

有意だと通常の回帰モデルは交絡により解釈不能


方法: 解析方法②喫煙と気分障害•不安障害の関連

ロジスティック回帰分析

1) 全体 (少なくともいずれか1つの疾患が発症するリスクを検討)

2) 個別 (疾患の下位分類ごとに発症リスクを検討)

※解析①、②では社会経済デモグラフィックデータを統制

性別、年齢、人種、所得、教育水準、婚姻状況、身体疾患、居住地域

③修飾因子の検討ロジスティック回帰分析社会経済デモグラフィックデータと喫煙状況の交互作用項投入交互作用項が有意であれば、各疾患ごとに層別解析


結果：デモグラフィックデータ群平均喫煙数人数割合

0-1 未喫煙者 1> 1845 53.9%

0-2 喫煙経験者 1> +8900 27.9%

1

喫煙者

1-9 1061

18.2%2 10-19 1961

3 20-29 2040

4 30≦ 738

社会経済的指標•身体的健康•精神疾患: 喫煙者＜喫煙経験者＜未喫煙者

男性の割合：未喫煙者 < 喫煙経験者•喫煙者

気分障害•不安障害、非ニコチン物質使用障害の既往: 未喫煙者＜喫煙者

気分障害•不安障害の新規発症: 喫煙経験者•未喫煙者＜喫煙者


結果: 操作変数回帰 (交絡の評価)

操作変数は、喫煙行動と強く有意な関連ネガティブ態度：オッズ比 = 0.93 [0.92-0.94]; P < .001

たばこ税：オッズ比 = 0.69 [0.60, 0.80]; P < .001

( joint F (2,64) = 91.68; P < .001)

ρ係数•wald検定は非有意

通常の回帰による喫煙と疾患の発症の関連に交絡なし

一致推定量として解釈可能


新規発症疾患ρ係数

(標準誤差)

Wald検定

χ2 (df=1)

気分障害不安障害 0.09 (0.18)ns, b 2.09ns

大うつ病エピソード 0.41 (0.22)ns 1.64ns

不快気分症 0.36 (0.33)ns, b 1.44ns

躁病エピソード -0.23 (0.36)ns, b 0.34ns

全般性不安症 -0.34 (0.20)ns, b 0.74ns

パニック症 -0.44 (0.30)ns 0.33ns

社交不安症 -0.10 (0.33)ns, b 0.41ns

特定の恐怖症 -0.05 (0.33)ns 0.04ns

外傷後ストレス障害 0.17 (0.32)ns, b 0.83ns

結果: 操作変数回帰 (交絡の評価)


結果:多変量ロジスティック回帰

習慣的喫煙と疾患の新規発症に有意な関連 (GADを除いて)

非喫煙者は他の群より新規発症のオッズが低い傾向

ヘビースモーカーは高オッズ(PTSDを除いて)

非喫煙群習慣喫煙群

0-1 0-2 1 2 3 4 F (1,65)

いずれか 1 1.18** 1.49** 1.30** 1.64*** 1.84*** 11.73***

大うつ 1 1.05 1.31 1.11 1.40* 1.93** 2.86*

不快気分 1 1.08 1.95 2.87*** 4.26*** 4.31*** 9.05***

躁病 1 1.07 1.07 1.44 2.28*** 2.83** 5.95***

全般不安 1 1.05 1.37 1.05 1.46* 1.55 1.77

パニック 1 1.56** 2.03** 2.04*** 2.59*** 2.64** 5.95***

社交不安 1 1.25 1.51 1.85** 2.11*** 1.95* 3.85**

特定恐怖 1 1.09 1.83* 1.72** 1.79** 2.35** 5.96***

PTSD 1 1.37* 1.43 1.33 2.17** 1.35 3.03*


• 年齢と喫煙状況の交互作用項のみ有意 (F (20,46) = 2.19; P = .014).

• 喫煙と新規発症は、50歳以下のグループでのみ有意

• 50歳以下のグループでは、喫煙は、全ての疾患の発症と関連

• 50歳以上では、躁病エピソードの発症と喫煙が有意な関連

18-29歳: F(5,61) = 8.98; P < .001

30-39歳: F(5,61) = 4.17; P = .003

40-49歳, F(5,61) = 4.75; P = .001

結果: デモグラフィックデータとの交互作用

参加者の14.2%が18-49歳で新規発症参加者の8.9%が50歳以上で新規発症(OR = 1.69; 95% CI = 1.56, 184; P < .001)

個々の疾患でも同様のパターン


考察: 知見のまとめ

州のたばこ税と喫煙へのネガティブな態度を操作変数とした操作変数解析によって、喫煙と新規発症の関係について重大な交絡がないことが示唆された

喫煙と気分障害•不安障害の発症の関係が年齢によって有意に調整されることを明らかにした

年齢による調整効果の理由

risk windowの存在 (その年齢集団の人が特に曝露に対して脆弱)

高齢層では気分障害、不安障害の発生頻度が減少

喫煙と新規発症の関係は青年期で顕著


考察: 喫煙と精神疾患の関連

自己治癒仮説ニコチン性アセチルコリン受容体の反射

⇒認知や気分を改善

⇒アセチルコリン受容体の慢性的な使用

⇒ニコチン受容体の間接的な抑制

⇒抑うつの罹患増大

遺伝的な特性による修飾効果の可能性

特に、加齢に伴う生物学的要因を検討することが有益？


限界：

喫煙の開始時期を特定していない

たばこを吸い始めた人長年吸っている人よりも、脆弱な可能性

⇒大きなコホートで早い年齢の参加者で複数ポイント査定し、

生涯に渡って喫煙と精神疾患の関連を検討すべき

喫煙歴と生涯精神疾患歴はともに自己報告で測定

リコールバイアスの発生

生涯精神疾患の報告では.60バイアスがかかる


結論

若年層の喫煙は精神疾患の発症を15.21ポイント増大

2030年には大うつ病が最も負荷の高い疾患

⇒特に若年に対する禁煙の政策推進は喫緊の問題

州のたばこの税率やネガティブな態度は喫煙に抑制的な影響

⇒たばこの増税、公衆衛生教育やメディアによる行動形成

が、若年の喫煙の低減に有効であるかもしれない


JustGiving 統計学で検索！ http://justgiving.jp/p/886 REQUIRE研究会は、臨床疫学系の研究者が、統計学の継続学習をする場です。こうした取り組みは、公的研究費や民間財団からの支援を受けることは難しい状況です。しかし、運営費を確保するために参加費や年会費を高く設定することは、大学院生の参加を妨げ、かつ「参加者が講師」というスタンスを貫くために採用したくないと考えています。継続的に健全な研究会を運用可能な仕組みにするため、どうか、ご支援を頂けると幸いです。

http://justgiving.jp/

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http://blue.zero.jp/yokumura/workshop.html

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http://justgiving.jp/p/886

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