医療統計学：用語集さ行

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医療統計学：用語集さ行

 

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最確数mos�hp「obable number吟逐次希釈法 _最強力検定 most powerful test
帰無仮説に対する検定方法の中で，与えられた対立仮説に対して他のど のような検定方法より検出力の高いもの.
_最近隣クラスタ一法neares卜neighbour clustering =単…連鎖クラスター 法
_再現危険率recurrence risk =家系内再発生率 ?再現性「eproducibility
試薬，条件，技師，装置，実験室などが変わったときに同じ検体から得 られる結果の一致度.
?最高事後密度領域highest posterior density region _ベイズ流信頼E間 _ 最終観測値の再利用 last observa�hion cairied fo「wa「d (L〇CF)
ある期間にわたって行われるf臨床試験から脱落した患者のデータを置 き換える方法の一つ.T欠測値の各々をその患者の最後に得られたデ一 タで置き換えるという方法をとる，特に製薬会社などでは広く使われて いるが，データについて妥当とはいえない仮定，すなわち最後の観測値 が脱落後もそのまま変わらないという仮定をしているため，その有用性 には限界がある.?多重補填法，補?法 ^ Everitt, B.S., 2002, Modem Medical Statistics, Arnold, London.
II R_縦断研究における脱落による欠測値の補完法として.この方法は単純さ以 I男.外何の取り柄もない.
國最終段階のデ一タfind-s�hate data
疾病の流行が終息した後に集められたデータに対して使われる用語で， 各世帯の構成メンバ一が疾病流行時に感染したかどうかという情報を含 む.
Biometrics,1995, 51, 956-8.
_最小化法 minimization
す臨床試験で治療群に患者を割り付ける方法で，通常，ランダム割り付 けの別法として使用できる.試験の各ステージで，予後変数について比 較をする群間の全体的な不均衡を最小化するような治療に，次に参加す る患者を高い確率で割り付けることにより，予後変数について比較をす る群問のバランスを確保する.?不等確率法，プロックランダム化 法
Clinical Pharmacology and Therapeutics,1974,15, 443-53,
最小2乗推定least squares estimation
ガウスが考案した推定法で，従属変数の観測値とモデルによる予測値の 差の2乗和が最小になるように母数を求める.統計学では広く使われて いるが，特に，単純な線形回掃や^多重線形冏帰で用いられる.
k Rawlings, J.0.T Pantula, S.G. and Dickey DA.r 1998, Applied RegressionA
Research Tool, Spnnger, New"Vork*
■最小有意差検定 least significant d�hfference (LSD) test
何個かの平均値を比較する際に，T推論全体の過誤率を-定の水準，た とえば体に抑える方法（訳者注：実際は推論ごとの過誤率が一定にな る）.すべての平均が等しいという仮説を，まず有意水準aの卞検定で 検定する.もしその結果が有意でないときは，2平均値間の差について の推論は行わず計算を終了する.結果が有意のときは，2平均値間の盖 をそれぞれ，有意水準aの1スチューデントのH?定で検定する. k Fisher, R A,1935, The Design of Experiments, Oliver and Boyd, Edinburgh.
_最小有効投与量 minimum therapeutically effective dose
ある病気に対して有効かつ安全な治療を与え，しかもその治療はプラセ ボによる反応よりも優れているような，製剤の投与量の範囲の下限値.
^ Statistics in Medicine,1995,14, 925 _ 32.
國再生産率reproduction rate _基本感染数 _ 採是規貝1i believe the pos�htive rule
2つの診断用検査AおよびBの結果を総合評価する方法で，AまたはB が陽性であれば「疾患あり」と診断する.別の評価法に「採非規則」が あり，これはA, Bの両方が陽性のときのみ「疾患あり」と診断する，
これらの規則は必ずしも単独の検査での診断よりもよい1湯性的中率を 与えるわけではない.それは2つの検査の相関によって変わる.
Infusionstherapie und Transfusionsmedizin, 1995, 22,175-85.
_最大許容投与量maximum tolerated dose (MTD)=最大#J*量 ?最大耐容量max'imum tolerated dose (MTD)=最大耐量 _ 最大耐量 maximum tolerated close (MTD)
患者の毒性への許容範囲内の，薬の最大投?可能量.この投与量は通常， t第I相試験で決定され，その後の試験で推奨される投与量となる.標 準的に用いられる方法は，一定の規則に基づいた用量漸増法で，増加の 量は用量制限毒性（DLT)を示した患者の数による.?フイボナッ チ用量増加法
Journal of the National Cancer Institute, 1993, 85, 217-23.
■最大無作用量 ncrobserved-effed level (NOEL)
それ以下の投与量では投与による効果の証?がみられない薬物投与量の 水準.
Food and Chemical Toxicology, 1997, 35, 349 - 55.
醒採択域 acceptance region
統計的有意差検定に関連して使われる用語で，帰無仮説が受け入れられ る+検定統計量の範囲をいう.たとえば，平均血tf.の男女差がないとい う帰無仮説を，差があるという対立仮説に対してし検定を行った場合， 有意水準0.05ならば統計量zの採択域は-1.96と1.%の間となる.
隱最適化法 opfimization methods
関数（通常は多変量の）の最大値または最小値を見つける方法.統計学 でもっともよくみるのは|最尤推定法に関してで，このとき1尤度を最大 にする母数の値を見つけるために最適化法がしばしば必要になる.
Everitt, B,S.,1987, An Introduction to Optimization Methods and their Application in Statistics, Chapman and Hall/CRC, Boca Raton, FL-
_再テスト信頼性 test-refest reliability
同…の被験者に対して同じテストを2回実施したときのスコア間の相 関.
? Medical Care Research and Review, 2002, 59,184-96.
画採非規則believe the negative mle?採是規則 _最頻値mode
観測値の中で一番頻度の高い値.分布の位置の指標としてときおり使わ れる.?中央値，平均 画細胞周期モテルcell-cycle models
細胞における周期と位相の変動を研究するための数学モデル，
^ Acta Bioiheoretica,1995, 43, 3 ~25.
_最尤推定法 maximum likelihood estimation
モデルのT尤度を最大化する値を探索することにより，モデルの母数を 推定する方法.この方法は，一致性や高い漸近相対効率など望ましい性 質をもつ推定量を生み出すので重要である.
■最尤推定量 maximum likelihood estimator f最尤推定法によって求めた推定量.
■最良線?き不偏推定量best linear unb�hased estimator (BLUE)
未知バラメータのf線形推定量の中で分散が最小となるもの.
■差対和プロ ット differences vs totals plot
2 x 2 fクロスオーバ一計画のデータ解析でもっともよく使われる図形表 示法.各対象に対して，2つの処理の応答変数値の差を2つの処理の値 の和に対してプロットしたもの.2つの処理が行われた順序に対応して， 異なる記号を付けプロット点を区別する，図21の例では「AB」と 「BA」が使われている.グループ間で水平方向への大きなずれがあれば，
T繰り越し効果に大きな差があることが示唆される.このずれが小さけ れば，グループ間の垂直方向のずれは処理効果の指標となる.
\ Hand, DJ. and Everitt, 1986, The Statistical Comultant in Actionf Cambridge university Press, uambndge.
雑音noise
不規則なゆらぎのt確率過程.?白色雑音列 ■サブクル一プ解析subgroup analysis
t臨床試験で，治療と患者サブグループの相互作用を評価するために， ある特定の患者サブグループの解析を行うこと.研究者が，たとえば， ある薬は高齢の患者と若年の患者では違った影響をもっかを調べたぃと 考える.っまるところ，治療x共変量の交互作用を調べることである. 治療効果を調べるために数多くのサブグループを作って解析すると，金 体的な,第1種の過誤の確率が大幅に増加するおそれがある.?証拠 漁り
? Controlled Clinical Trials^ 1989,10}187S - 94S.
I R_ Stephen Sem教授によれば，目的のない浚渫，
圜差分スコアchange scores
ある応答変数の処理後の値を処理前の値から引き算したスコア.処理 前‘処理後の比較解析によく使われるが，処理前スコアを共変量とした 処理後スコアの|典分散分析を使う方が検出力が高い.?ベースライ ンの調整
^ Senii,S,,1997, Statistical Issues in Drug Development, J+ Wiley & Sons, Chichester.
_サーベイsurvey
個人から履歴，習?，知識，態度や行動についての情報を計画的に集め る調査.たとえば，健康のサーベイなら，人?統計的な質問や社会経済 学的な質問のほか，喫煙習?や運動についての質問が含まれるだろう.
^ Hunt, S,M., McEwan, J. and McKenna, S.P.T 1986, Measuring Health Status, Croom rielm，London.
_三角型検定�htiangula「test
閉じた逐次解析のある形式に対して使われる用語で，データの収集終了 や続行などの手順を決定する境界が:-':角形の形をしているもの.
Statistics in Medicine, 1994, J 3,1357 - 68.
_参加バイアスresponse bias =反応バイアス 驪参加率 accrual rate
条件に適合する患者が1臨床試験に加わる率.単位時間あたりの人数で 示す.
■ 3 期クロスオ一パ一計画 three-period crossover design
2種類の治療A, Bを，ABBまたはBAAの順で患者に対して行う試験 方法.それぞれの群は，ランダム割り付けにより生成する.3つ目の観 測期間を追加することにより，各参加者について2つの観測値しかもた ない通常のクロスオーバ一計画の解析に付随するさまざまな問題が軽 減される.特に，適切な3期クロスオーバー計画を使えば，繰り越し 効果が荏在するときでも治療の直接の効果の推定や検定に，すべてのデ 一夕を活用できる.
Statistics in Medicine,1996,15,127-44.
隱産業保健 occupational health
?働者の健康を，職業に起因する有害な出来事から守るための措置，
Weindling, P.,1985, The Social History of Occupational Health, Craom Helm, London.
鑾 3 群頑健直線 thfee-g「oup「esistant line
線形冏帰の方法の一つで，t外れ値や大きな+影響をもつ観測値の影響を
受けにくい，原理は次の通り：データを3つの群に分け，次にそれぞれ のグループの中央値を見つける.次にこれらの中央値を通るよう直線を 当てはめる.
圍残差「esidual
反応変数の観測値とあるモデルによる予測値との差.たいていは簡便な グラフイカルな方法により，残差を調べることによって，たとえば正規 性とか分散_ -様性のような，モデルを適用するときに立てた仮定をチェ ックすることができる.通常，モデルと一致しない観測値は大きな残差 をもつが，多くの場合，残差間のパターンを特定して原因をつきとめる には，何らかの標準化が必要である.?影響，指標プロット，診断
Cook, R.D. and Weisberg, S.,1994, An Introduction to Regression Graphics, J. Wiley & Sons, New York.
■残差平方和residual sum 〇f squares?分散分析 ■三重散布図tfiple scatte「pl〇t =あわ図 H 算術平均 adthmetic mecin ?平均 國参照区間 reference interval
ある変数に対して正常被験者の大多数から得られる値を含む区間，通常 は，その変数の分布の，あらかじめ設定した2個の分位数（たとえ ば5%と95%)間の区間として与えられる.たとえば，白血球数の参照 区間は，4.0?10.5 x103/"/である.1診断テストの結果を評価する基 礎として，ある変数について正常か異常か個人を分類する際によく使わ れる.
? Harris, E.K. and Boyd, J.C., 1995, Statistical Bases of Reference Values in JMboratory Medicine, Marcel Dekker, New York.
_参照事前分布reference prio「?事前確率 _ _状順序 umbrello ordering
治療の水準に順序がある一要因の実験でよくみられる)又応バターンで， 治療水準がある点まで上がるまでは反応変数も上昇するが，その後治療 水準がさらに上がると反応変数は減少するもの.
Journal of the American Statistical Association, 1981,76,175-81.
画参照範囲reference range =参照区間
圍散点図 scatter diagram =散布図 ■ 3 の法則 rule of threes
??の試行で，関心のある事象が一度も起きなかったとき，この事象の 生起確率の95%信頼区 1間の上限は3Aという法則. k American Statistician,1997, 51?137-9.
圖散布図 scatter diagram
2変量の観測値を，2次元のグラフにプロットしたもの.散布図は，2 つの変数の間にどのような関係があるか判断するのに重要な助けにな る.?22に2つの散布図を示した.最初の図は，安静時心拍数を身長 に対してプロットしたもので，身長の高い人ほど安静時心拍数も高めの 傾向があることが見て取れる.2番目の図は，酸素摂取量と呼気換気量 の関係で，ある運動学の実験の測定値である.2つの変数の間に，非常 に強い非線形の関係があることが図からわかる.?あわ図，相関係 数，散布図行列
画散布図行列scatterplot matrix
f多変量データの中の2個の変数に対する布図を，格子状に並べたも の.格子のそれぞれは，変数の1つの組合せに対する散布図である.格 子の上左側の三角形は，変数のすべての組僉せに対する散布図を含んでおり，右K側の:r:角形も同様である.重複があるにもかかわらず，両方 の三角形を表示するのは，横軸，縦軸に変数が並んでいるので，横方|Sj または縦方向に端から端へ通してみることによって，ある1.つの変数に 対する他のすべての変数の関係を，視覚的に読み取れるからである.こ のような図は，データを最初に評?するときに有用である.図23は， 塗装エの血液学的な調査のために集められたデータに対する例である. 変数は，ヘモグロビン濃度，へマトクリット，白血球数，リンバ球数， 好中球数，血清中の鉛の濃度である.
■死因別死亡率 cause-specific death rate
特定の疾患が原因で死亡した人について計算した死亡率■表は，1985 年における3種類の疾患について，先進国および発展途上同での死亡率 を1000人あたりの人数で示したものである.?粗死亡率，年齢別死 亡率
死因別死亡割合 proportionate mortality ratio (PMR)
異なる病気の死亡率を，異なる地域間で，またはある国内の異なる地方 間で，または異なる時期間で比較するのに便利な指標.ある年のその病 気による死亡数を，その年の総死亡数で割って得られる.たとえば，米 国における20?24歳の白人男性の交通事故による；PMRは40%である が，50?54歳の白人男性の対応する数値は2.7%である.
^ Morton, R.F., Hebei, J.R. and McCarter, R.J.,1990, A Shtdy Guide to Epidemiology and Biostatistics, 3rd edn, Aspen, Gaithersburg, MD.
?シヱッフIの検定Scheff\ s test
f多重比較検定法の一つで，T実験あたりの過誤率が大きくなるのを防ぐ ことができる.
k Fisher, LR, and Van Belle, G.,1993, Biostatistics,], Wiley & Sons, New York
■時間医学ch「onomed�hdne
24時間周期その他の向然な時間構造が健康や病気のリスクなどに及ぼ す効果の研究.
? Annual Review of Physiology,1969, 31,675-725.
画時間依存共変量 time-dependen�h covariate
時間がたっても値が変わらない共変量（時間独立共変量）に対して，時 間の経過によりその値が変わる共変量を指す.患者の特性の治療前の計 測値は前者の例であり，年齢や体重は後者の例である.
匪志願者バイアスvolunteer biasニボランテイアバイアス _時間的傾向 secuh「�h「end =長期トレンド
■時間得失法Hme trade，off technique _フォン■ノイマン?モルゲンシユ テルンの賭け甚準
_ 時間独立共変量 time-independent covariates 吟時間依存共変量 _時間変動共変量 time-votying covariates =時間依存共変■量 ■識別性 sensibility
臨床的な現象を測定するための尺度を構築する際に，その尺度がどれく らい0的にかなっているかを指す用語，尺度の識別性の評価に使われる 定性的な判断基準には以下のようなものがある.
?その尺度が意図する目的や枠組み；その臨床的な機能，正尚性，そ して応坩性はどうか？
?その尺度は，解釈が容易で簡潔，完璧，そして利用の方向が明確 か？
?尺度は正しいものをH的として狙っているか？正しい方法で組み
合わされているか？
?尺度の中に，重要な変数が省略されていないか，不適切な変数が含 まれていないか？適切なスコアの範囲と重みが，尺度の要素とな
る変数に対して使われているか？
?尺度に代人するのに使われた基礎的なデータの質の良さは？ ■尺度を求めるのに必要なデータを入.于?して整理するのに，どの程度 の時間と労力を要するか？
圓時空間クラスタ一法 space-time clustering
流行性疾患の解析方法で，次の3つの要素を考慮に入れたもの.
?症例の時間的な分布 ?空間的な分布
?空間と時間の相互作用の尺度
解析に際しては，考えられるすべての症例のペアに対する，時間と空間 のそれぞれの間隔と両者に基づく分類を利用する.
^ Statistics in Medicine,1995,14, 2382-92.
疆シクモイドsjgmoid
Sの卞を仲ばしたような形の曲線.
画時系列 time-series
ある変数について，通常は--定の問隔ごとに，長期にわたって記録され たデータ.このような系列の多くで観測される変動（movement)とゆ らぎ（fluctuations)は次の4つの要因からなる：ナ長期トレンド，f季節 変動，1周期的変動，不規則な変動.医学の例では，一足期問毎年記録 された病?の1発病数がある（図24).このようなデータは，異なる観 測値の間で1'系列相関が存在するため，解析にあたって通常特別な方法 が必要である.?自己相関，スペクトル解析
k Chatfield, C.T 1996T The Analysis of Times Series An Introduction, 5th edn, Chapman and Hall/CRC, Boca Raton, FL.

 

 

g-

 

1974197519761977197819791980
図2-1イギリスにおける1974?■ 79年の肺がんによる月間死亡 者数の時系列.
圓試験管内腫瘍細胞感受性試験cbnogemc assay
患者の腫?の化学感受性を予測するための検定.腫瘍片をばらばらにし て単細胞の懸濁液に植える.腫瘍細胞の一部^分裂?増殖して，成長 の一定時間後には計数できるコロニーを形成する.化学療法剤によって これらのコロニ一形成が抑制されれば，この物質が患者の治療において もまた有効であることを示唆する.
^ Proceedings of the Fifth NCI-RORTC Symposium on New Drugs in Cancer llierapy, 1986, Amsterdam, the Netherlands.
画自己回帰モデルauto「eg「essive model
主として1時系列解析で用いられるモデルの一つで，ある時刻での観測
値がそれより前のデータ系列の線形関数に誤差項を加えたもので表され ると仮定する.
? Chatfield, C.,1996, The Analysis of Time Series ^ An IntrodMction, 5th edn, Chapman and Hall/CRC, Boca l_事後確率posterior probability?ベイズの定埋 画時刻プロットchronology plot
す臨床試験に参加している患者の1コンプライアンスを記述する方法の一 つで，試験期間を通じて患者が薬を服用した時刻をプロットしたもの.
^
自己組合せself-pairing吟対標本�A
■事故傾向性 accident proneness
ある人が事故を経験vする確率に影響する個人的な心理因子.この概念は 事故に対する多数の異なった仮定のもとで統計的に研究されてきた.た とえば，
ノポアソン分布で表されるようなまったくの偶然.
*真の伝染，すなわち誰でもはじめは事故にあう確率は同じであるが， この確率は亊故が起こるたびに蛮化するという仮説.
*見かけ上の伝染，すなわち事故にあう確率は一定であるが，個人個 人で等しくないという仮説.
事故傾向性の研究は特殊な統計的方法論の発展に役立ってきたが，ここ 2〇年間で人気がなくなってしまった.現在では，興味の対象はリスク 評?ゃリスク分析に向かっているようにみえる.
ShawT L. and Sichel, H*S.,Accident Pronenessy Pergamon Press, Oxford,
_ 事後層化 postsfratification
単純無作為標本の抽出を行った後に行う層別.通常のt層別無作為杣出 法と違って，層のサイズは確率変数になる.
Statistician, 1991,40? 315-23.
圓自己相関 autocorrelation
1時系列データの内部相関で，通常観測値間における時間のずれの関数 として表す.時間のずれに対して自己相関の値をプロットしたものを自 己相関関数あるいはコレログラムと呼び，時系列データ解析の甚本的手 段の一つである.医学領域の時系列データとそのコレログラムの一例を 図26に示した.
V Chatfield, C*?1996, The Analysis of Time Series l An Introduction, 5th edn, Chapman and Hall/CRC, Boca Raton, FL.

 

 

010203040
時間（分）
(a)
wmAi今??裝担*
cn 9.0cvloSI
??rn皿
051015
時間遅れ（分）
(b)
図2fi健常女性から10分間隔で採取した黄体形成ホルモン濃 度（a)とその自己相関関数および無相関の卯％信頼限 界近似値（b)(出版社の許叮を得てp. Armitage and T.
Colton ed., FMcyclopedia of Biostatistics, Volume 1 jJ'bfe 載).
画自己相関関数aufocorrelafion fundi_〇n (ACF)=自己相関 _事後層別posts�hratification=事後層化
画事後比較 post-hoc compacisons
調食の開始時には明確には計伸�hされていなかったが，データを検討した 結果思いっいた解析.?多重比較検定法，サブグループ解析，事前 に計画した比較
画事後分布 poste「io「distributions
経験的なデータから新しい情報を得た後に，確率変数または母数につい ての情報を要約して得られる確率分布.fベイズ法に関して使われるこ とがほとんど.?事前確率
圍時差参加staggered entry
生存研究でよく用いられる用語で，被験者は自分の病気の進行との関連 で調?に#加するが，調渣側からみればその時期が予測できない場合を 指す.
_ 死産率 feta�h death rate, stillbirth rate
同じ年の全出産数（生産+死産）に対する割合で示した]年間の胎児の 死亡数.たとえば，1997年における米国の死産率は，生産1000あたり 死産5.8であった.ここ50年の間，この率はつねに減少を続けている. 次の表は，イングランド，ウェールズ，スコットランド，北アイルラン ドにおける1971年と1992年の死産率である.

 

19711992
イングランド1.2A4.2
ウエールズ14.24J.
スコツトランド13,15,4
北アイルランド14.34.7
H本（訳者追加）61.438.9

 

 

(訳者注：わが国の死産率は，英国に比べて高いが，これは死産の定義 (B本では妊娠12週以後の死児の出産，英国では20週以後の死祀の出 産；死産は自然.人工ともに12-20週の間に多い）の違いからで，単 純に英固の値と比較できない，また米国の死産率としてあげられている 数字は，正確には胎児死亡比である.）
Obstetrics and Gynecology,1992, 79, 35-9.
_指不変数ind�hcato「va「�hable
顕在変数の同義語で，構造方程式モデルの:肖てはめで使われる概念であ る.?願在変数，構造方程式モデル ■事象履歴デ一タ even�h history data
いくつかの限られた数の状態問を動き回る個体の集合についての観測結 果.特に興味があるのはいくつかの状態間を移動するに要する時間であ るが，打ち切りなどの理由から，これを完全に把握することが難しい. 事象履歴データのもっとも単純な例は1生存時間デ一夕である.
Statistics in Medicine,1988, 7, 819-42.
_指数型分布族exponentiai family
正規分布，T2項分布，1ポアソン分布を特別な例として含む確率分布の 集まり.t-般イ匕線形モデルで使用される.
^ Dobson, AJ*,1990, An Introduction to Generalized Linear models, Chapman and Hall/CRC, Boca Raton, FL
_指数分布 exponential disfribufion
相続くランダム事象の間の時間間隔に関する分布.分布の形は1つのパ ラメータで決まる.図27にこの分布のいくつかの例を示した.この分 布はまた大きな歪度をもつデータのモデルとして用いられる，
システマティックレビ ュ一systematic review =系統的レヒュー _施設間試験�hntetiaborator/ hials
検査室測定法の精度を決定するために行われる研究.この試験では，同 一試料からの1個あるいは数個の標本が複数の検査室によって分析され る.ばらつきの大きな原因は，
+測定を実施する技師 ?使用される装置 -測定が行われる環境
である.一般に，測定の1反復可能性とT再現性が，精度を表すパラメ一 タとして使用される.?総当たり研究
Yosiden, WJ, and Steiner, A.,1975, Statistical Manual of the Assosiation of Official Analytic Chemists, AOAC, Washington, DC.
?施設対照hospけal con�h「ob吟対照群 _事前観察期間「un-in
ランダム割り付けで治療群を構成する前の観察期間で，この間，被験者 はその調査のロトコールの概要を試しに体験する.プロトコ一ルの 受け入れに困難を感じた被験者は除外され，プロトコ一ルを受け入れる ことができた被験者のグループは実験にランダムに割り当てられる.こ の方法の理論的根拠は，コンプライアンスが?いと治療群間の差が弱め られてしまうが，コンプライアンスの高い被験昔で調査を行えば1検出 力が高いことである.
Semi,S.,1997, Statistical Issues in Drug Development,]. Wiley & Sons, Chichester.
_自然経過の調査na�hu「d history studies
たいていは病院のtデータベースを利用して行う，病気の典?的な経過 の調査で，予後に影響のある症状や患者の特性などを調べる.このよう な調査は，新しい治療法の開発やそれを評価するためのt臨床試験の計 画作成に有用である.
Statistics in Medicine,1989, 8,1255 ^ 68.
■自然な組合せnatu「d pairing=対標本�A
國自然な反応natural response
患者や被験者の反応で，これまでさらされてきた刺激だけが原因ではな いもの.
■事前に計画した比較planned comparisons
データを集める前に計画した1組の平均値の比較.平均値の差に関する 一般的な検定より，通常検出力が高い.?事後比較，多重比較検定法
Everitt, B.S*, 2001,Statistics for Psychologists, Lawrence Erlbaum Associates, Maliwah, NJ.
_事前分布 prior distributions
経験的なデータから新しい情報を得る前のある時点で，確率変数または 毋数について既知であったり仮定されていた情報を要約した確率分布.
1ベイズ法に関連してもっぱら使われる用語■どのような研究でも，さ まざまな種類の事前分布が仮定できる.たとえば参照事前分布は，最小 限の事前情報を表したものである.臨床事前分布は，十分な情報を与え られた特定の個人層（たいていは自分自身も試験に参加する人だが）の 意見を定式化するのに使われる.懐疑的事前分布は，治療間に大きな差 がありそうもないときに使われる.畛事後分布
R_最近流行のベイズ推論の本質的な要素であり，また問題に対するベイズ流 統計家のアプローチをユニークなものにしている点でもある.しかし，た とえば「もし，選んだ事前分布が間違っていたら何が起きるか？」とか 「もし自分が医療行政に携わっていたら，選択された事前分布をどの程度 信頼してよいのか？」といった疑問から，この形式の推論を広く適用する ことに対して不安を感じる人もいる」
_持続時間duration time
伝染病などが終焉するまでにかかった時間，
_ 実験あたりの過誤率 per-experiment error rate, experimenter-wise error rate 複数の検定または比較を行う実験において，正しい帰無仮説を少なくと も1つ間違って棄却する確率.?比較ごとの過誤率 ? Fisherj L.O. and Van Belle, G*,1993, Biostatistics, J.Wiley & Sons, New York 圓実験計画expeiimen�hd design
実験的研究に使われる準備と手続き.よい計画の原理は，単純であるこ と，レくイアスのないこと，処理群をランダムな割り付けで作ること， 反復すること，および適正な標本数を選ぶことである.
画実験的研究experimental study
研究についての一般的用語で，研究者が意閲的に事象に働きかけ，その 介入結果を調べることをいう.1臨床試験や多くの動物実験がこの力テ ゴリーに入る.
_実行可能性を調べる研究feasibility study =パイロット調査 画実効サンプルサイス' effect�hve sample size
元のデータから，脱落，死亡，およびその他の特別な除外データを排除 したのちのデータ数.
H実施治療による解析 treafment received analysis
ナ治療意図による解析のように無作為に割り付けられた治療方法で解析 するのでなく，実際に患者が受け入れた治療法で_1_臨床試験の結果を解 析すること.患者の1_コンプライアンスが結果と関連しかねないので， 勧められない.
■実質安全量 vi「�hually safe dose (VSD)
ある毒性物質に対して，病気になる危険が許容できるくらい十分に小さ い曝露の水準.規制上の観点からは，典型的には発病率の上#が通常の 値から，たとえば100万人に1人を超えないことを意味する.食品の安 全性を判断するのによく使われる.たとえば米国では，ある研究によれ ば特定のブランドのアイスクリーム1杯に含まれるダイ才キシンの量は 許容された実質安金量の190倍であった.
Biometrics, 1998, 54, 558 - 69.
圍実践的解析pragmatic analysis?説明的解析 關ジッタリングjittering
1散布図において重複する/Xがたくさんある場合に，小さなランダムな ばらつきをデータに与:，えてグラフを描くことにより，データの分Iをよ り明確に表す方法.元のデータとジッタリングを適用したデ一夕の例を 図28に示した.
14151617
ヘモグロビン濃度
0S9寸以寸
?ハ--?卜く
Everitt, B*S. and Rabe-Hcsketh, S., 2001,The Analysis of Medical Data using S-PLUS, Springer, New York,
14151617
ヘモグロビン濃度
??ジッタリングの例：上の?は生データの散布図，下の図
はジッタリングを適用したのちの散布図を示す.
■質調整生存年数 quality-adiusted life-y ears
’平均余命の調整値で，健康調査データから機能障害?能力障害?社会 的不利を生じるような慢性的な態の存在を反映した期間を計算し，そ れを全余命からづ�hいたもの.
^ Quality of Life Research, 2002,11,37 ^ 45.
國疾病クラスタ一disease cluster
虚実を問わず，健康に関する事象の異常な集積.このような事象は，特 定の地域や，ある短い期間の間に集中したり，あるいは特殊なグループ の人々（たとえば特定の職業をもった）に起こることがある，公衆衛生 学的問題の起源を決定する手段として，このようなクラスターを研究す る意義は古くから認識されていた.たとえば1850年に，ロンドンのブ ロード通りのポンプがコレラの主たる感染源だということがわかったの は，地図上に症例をプロットすることにより，ある井rのまわりにクラ スターが認められたからである.最近の例としては，かなりまれな種類 の肺炎と腫瘍が若い同性愛男性にクラスタ一として認められたことか ら，AIDSの同定，さらにはHIV (ヒト免疫不全症候群ウイルス）の発 見につながった，?クラスタリング，スキヤン統計量 ：；；疾病クラスターの報告が新しい病因の発見をもたらすことはきわめてまれ であり，すぐさま政治家や科学者が関与してよ<わからなくなることが多 いことに注意すべきである.
?疾病地図作成disease mapping
疾病の発生が地域によってどのように変動するかを色や模様などで地図 上に表不したもの.一'例を図29に示した.この考えは新しいものでは ないが，コンピュータの出現とコンピュータグラフイクスの進歩により 容易に使えるものとなった.たとえば，罹病や死亡についての地域や国 別の情報など，記述的疫学の分野で大いに利用されている.しかしなが ら，従来の地図が必ずしも，疾病パターンを見つけだすのにもっとも妥 当な表示を与えるとは限らないことは知っておくべきであろう.? 統計地図
? Cliffy A.D. and Haggett, P.,1998, Atlas of Disease Distributions l Analytical Approaches to Epidemiological Data, Blackwell, Oxford.

 

図29アルゼンチンの地域別基準化乳がん死亡率.

 

_質問調査 survey =サーベイ ■実薬対照試験 active control trials
新しい治療をプラセボではなく実際に効果をもつ薬剤と比較するf臨床 試験.たとえば，喘息治療のための臨床試験において，持続型ベータ作 用薬であるサルメテロールおよびフオルモテロールと，短時間作用型べ 一夕作用薬サルブトモ一ルとを比較するといった臨床試験が考えられ る.
^ Senn, 1997, Statistical Issues in Drug Development,}. Wiley & Sans, Chichester.
画実薬対照同等性試験 active control equivalence studies (ACES)
ある実験的な治療が標準的な治療と同等の効果をもつことを示すための 臨床試St新しい治療が従来の治療方法より症を和らげる?で効果的 でないとしても，従来の治療が効かなかったり，それに耐えられなかっ たりする患者にとっては有益であるかもしれないという意味で，正当性 をもつ，このように，1臨床試験は，新しい治療が従来の治療に比べ， 少なくとも劣るものではないことを示すために行われる場合もある.
? Seim, 1997, Statistical Issues in Drug Development,}. Wiley & Sons, Chichester.
鬮実用的試験pragmafc trials
ある治療方法が有効かどうかを決めるだけでなく，実際に臨床の場で適 用する場合とできるだけ近い条件下で，治療のすべての結果を記述する ことを§的としてデザインされたt臨床試験.このような試験は，患者 を試験群に含める際，t説明的解析より緩やかな基準を用い，また対照 にプラセボでなく，実薬を用い，治療方法も柔軟なことが多い.
Health Policy, 2001,57, 225 - 34.
圍質を考慮した生#時間quality-adjusted survival times
病態の異なる期間に対して各期間のQOLを反映した重みを使って，加 重和を計算することにより求めた患者のT生存時間.
Statistics in Medicine, 1993,12, 975-88.
圍質を考慮した生存時間解析qualitv-ad�husted survival analysis
T生存時間に対する治療方法や他の共変量の効果を評価する方法で，生 存時間の長さとその質の双方を考慮に入れることができる手法. k Statistics in Medicine,1993,12, 975 - 88.
圍至適基準gold standardニゴールドスタンダード ■時点有病数p?�hnt prevalence 4有病数 ■自動コ一ド付け auto-encoding
コンピュータプログラムを使った臨床データのコード化で，原テキスト を既定の辞書の見出し語に割り当てる.
_ジニ係数Gini index?ローレンツ曲線 ■指標プロッ卜index plot
何らかの診断的な暈のプロット.たとえば，ある統計モデルを観測値集 合に当てはめたのちに計算されたT残差を観測値番号に対してプロット したもの.
Rawlings, J.O,, Pantula, S,G. and Dickey, D A?1998, Applied Regression Analysis: A Research Tool, Springer, New \ork.
確率分布や度数分布を，4っに等分する値（3個ある）.
_4分位値quartiles = 4分位数 _ 4分位点quartiles = 4分位数
H 4 分位範囲 interquarti�he range
標本の第一14分位数と第三4分位数の間の差で与えられる広がりの尺度. _ 4 分相関 tetracho「ic correhtion
f2変量正規分布をする2っの確率奕数の相関の推定値で，2個の2値変 数，すなわち各変数に対してある特定の値よりも大きい，または小さい 測定値の個数を与える4個の計数値の情報を用いて求められる.たとえ ば，標本中の各人の身長と体重がそれぞれにっいてある特定の値よりも 大きい人，小さい人の人数だけで記録されていることがある.4分相関 はf最尤推定法によって推定できる.
■ 4 分表 fourfold table = 2 x 2 分割表 画死亡オッス比mortality odds ratio
特定の原因による死亡者の観測数とその期待値との比を推定するために 使うことができる.比較を行う母集団と想定母集団の他の原因による死 亡率が等しいと仮定して算出する.
American Journal of Cardiology, 2002, 89,1248-52.
H死亡時の平均年齢 averaoe age at death
1平均余命や，死亡数の他の側面を要約する欠陥のある統計量.たとえ ば，興性の交響楽団指揮者の死亡時平均年齢と米国全体の男性人口のそ れを比較する研究によると，平均で指揮者が約4年長生きであることが 示された.しかしながら，この差は正しいものではない.なぜなら，平 均寿命の計算には，米国人男性人口の中で幼児期あるいは小児期に死亡 した人が含まれるが，指揮者のコホートには成長して指揮者になった男 性だけしか入れていないからである.寿命における見かけ上の差は，1 乳児死亡率と1周産期死亡率とを考慮することにより消失する.
Andersen, 1990, Methodological Errors in Medical Research, Blackwell Scientific, Oxford,
|この統計量を使って臨床家（あるいは統計家）が長命であることを証明し
!ようとするときには用心せよ.
■死亡証明death certification =死亡診断 ■死亡診断 death cerfificaHon
地域で起きた死亡に関する事実（死因，死者の姓名，性，年齢，住所な
ど）の登録.
_ 死亡数 mortality
疫学調査で人間集団における死を記述するのに使われる用語.死亡数に ついての統計は，死亡診断書の情報から編纂される.東欧と旧ソ連を含 む先進国では，実質的に完全な死亡届と死亡証明書が存在する.開発途 上地域では，ラテンアメリカとカリブ海諸国が一番進んでおり（死亡の 43%)，サハラ以南のアフリカが一番遅れている（死亡の1%).
k Prestoa, S,N*,1976, Morality Patterns in National Populations, Academic Press, New York.
_死亡率�@death rate, mortality rate CD mortality
?粗死亡率
=死亡数
讓シミュレ一シヨン Simula�hion
ある統計的なモデルの振る舞いを模倣するために，確率過程を人工的に 生成すること.?モンテカルロ法
k Kleiinen, J.P.C. and Groenendaal,W.,1992, Simulation, a Statistical Perspective, J. Wiley & Sons, New York.
H自明の理axiom =公理 _ 社会階層 social classifications
経済的な地位ならびに教育レベルが等しい人々や家族からなる社会の 層.社会的経済状態による健康や医療サービスの利用の違いを調べる調 査でしばしば必要とされる.
Epidemiologic Revietvs, 1988,10, 87 -121.
_弱体！railly?弱体モデル _弱体モテルfrailty model
卞生存時間データに関するモデルの.一つで，ランダム効果の項（弱体と 呼ばれる）を入れることにより，観測不可能な個人の不均--性を考慮し うるようにしたもの.不均一性の原因はいろいろあるが，よくあるのは 心臓に問題のある人やがんに対する遺伝的素質といった生物学的なばら つき要因であろう.
? Everitt, 2002, Modem Medical Statistics, Arnold, London.
■尺度母数 scale parameter
正規分布におけるぴ2のように，観測値の広がり具合を決定する確率密 度分布の母数を指す一般的な用語.
_ 借用効果 borrowing effecf
1つまたは複数の死因に対する異常に低い1標準化死亡率が，他の死因に 対する因別死亡割合の増加の反映であるかもしれないときに用いら れる術語.たとえば，塩化ビニールの労働者の研究で，がん全体につい ての死因別死亡割合は，米国人男性全体のがん死亡率に比較すると約 50%高い.（この1つの解釈としては，T健康労働者効果により非がん患 者の死亡を見落している可能性があることである.）死因別死亡割合の 総計は定義より1に等しくなければならないので，あるタイプの死亡数 に不足分があると，その部分は他の原因からr借用」をすることになる という意味でこの名前が付けられた.
_ 斜交因子 oblique factors
t因子分析で使われる用語で，互いに相関があってもよいf共通因子のこ とを指す.
Everitt, B.S. and Dunn, Gv 2001,Applied Multivariate Data Analysis, 2nd edn? Arnold, Lonclon.
_ジャックナイフ推定�hackknife
パラメータ推定値のバイアスと標準誤差を推定する方法の一つで，こ れらが解析的に得られない場合に用いられる.この方法の原理は，デ一 夕から順次1つの標本を除いて，それぞれ標本サイズw -1のw種類 の標本を作成することである.これらw個の標本1つ1つから関心があ るバラメータを推定し，その標準誤差を計算することができる.
Gray, H.L. and Schucany, W.R., 1972, The Generalized Jackknife Statistic, Marcel Dekker, New York.
國社内出荷基準release targets
製薬業界の用語で，ある薬のバッチ（束）の平均的な有効性に対する社 内の基準を指す.このような基準値は，発売されたバッチの平均的な有 効性が1米国食品医薬品局のような規制当局が要求している範囲に入っ ているか，_-定の確証を得られるように計算される.
圓遮蔽masking =盲検イ匕 _周期的変動eye�hical vada�hion
ある変数の時間に伴うくりかえし生ずる規則的変動.たとえば多くの人 で，血正は夜間低く，午前中高いという24時間の周期的変動を示す. このような1::�h周期変動はホルモン濃度にもみられる.畛季節変動 國周産期死亡率perina�hal mortality「ate
妊娠28週から産後1週間までの，胎児と新生児の死亡数を，1年間の 出生数で割った数.たとえば，テキサスでは1989年，その割合は1000 出生数あたり11.8で，1994年は9.7であった.
^ International Journal of Obstetrics and Gynaecology, 2001,108, 1237-45.
■集積性clustering =クラスタリング 画集積地域catchment a「ea =通院区域 _重相関係数multiple c〇「「e�hati〇n c〇e幵icient
1多重線形回帰で，従属変数の観測値と推定した回帰式から求めた予測 値との相関.説明変数が反応を予測するのにどれくらい有用かの指標と して，よく使われる.重相関係数の2乗は，反応変数の分散のうち，説 明変数によって説明可能な割合を与える.?自由度調整済み決定係 数
k Rawlings, J.O., Pantula, S.G. and Dickey, DA, 1998, Applied Regression Analysis ■ A Research fool, Spnnger, New York.
_従属変数dependent va「iable?反応変数 圜重大過失指数blunder index
研究所内で生じた過失総数のうち外部の品質評価によって検出された数 を表す指数.
園集団population =母集団 圓集団遺伝学population aenetics
ある集印の遺伝的な構成に影響を与える要因の解析に関する学問.中心 的なテーマは，ある集団の，長い時間にわたる遺伝的な構成の変化を通 しての，進化論的な問題である，
^ Sham, 1998, Statistics m Human Genetics, Arnola, London.
_ 縦R研究 longitudinal studies
f縦断データを生じるような研究.この種の研究の特徴は，被験者が時 間を追ってくりかえし測定されることである.
■縦断テ一タ longitudina�h data
被験者または患者の1人1人について，同じ変数を異なる時刻で複数回 測定すると測定値のベクトルができる.このようなデータは，+多変量 のデータとt時系列のデータの要素を結合したものになる.この縦断デ 一夕は多変量データとは異なり変数は1個だけである.また，単なる時 系列データのように1個の長い系列でなく，それぞれが個々の患者の測 定値に対応する比較的短い，しかし多数の系列からなる.縦断データは， 患者を時間を追って追跡することにより前向きに，または過去の記録か ら個々の患者のデータを抽出することにより後ろ向きに得ることができ る.このようなデータは，特に社会科学や行動科学の分野では反復測定 データと呼ばれている.これは，このような分野では，時系列でなく同 じ被験者に対して異なる実験条件下で同じ変数がくりかえし測定される ことが多いからである.解析に際しては，1人の被験者から得られた繰 り返しデータは.Kいに相関がある可能性があるため，しばしば特別な手 法を必要とする.正しい科学的推測を行うためには，被験者内相関を考 慮に入れなければならない.?一般化推定方程式，グリーンハウス- ガイサ一の補正， 混合効果モデル， フィン-フェルト補]K, 複合対称， 分割法
Statistician, 1995, 44,113-36.
|c參縦断デ一夕の解析方法は，この10年間で大きく進歩した.今では多くの
I代表的な統計解析ソフ卜で新しい手法が利用可能である.
匪縦断データの時刻ごと解析 time-by-time analysis of longitudinal data
縦断調査で，各時戍だけのデータを用いて個別に解析すること，たとえ ば，t臨床試験で各時点における2つの治療法の平均値の差を，
1スチューデントのf検定を繰り返して評価すること.欠陥のある方法で， どの時点でも，どの観測値が間一の被験者のデータかという情報を使わ ない.それゆえ，患者間変動に蕋づいた標準誤差を使うことになるが， これは間違いである.
^ Everitt, B,S. and Pickles, A., 2002, Statistical Aspects of the Design and Analysis of Clinical Trials, Imperial College Press, London.
1.::.c拳■決して使ってはいけない.
_縦断データの要約尺度解析 summary measure analysis of longitudinal data =反応特性解析 _ 集団免疫 herd immunity
感染性物質の進入や伝播に対する集団の抵抗性で，これは集閉の個々の メンバーが感染に対する自然な抵抗性を高率に有してぃるか，あるぃは 家族内や地域社会における予防接種の結果としてできあがる.
^ Archives of Pediatrics and Adolescent Medicine, 2001,4?1 5 _集中型データべ?スcentralized database
中央の場所に保管され，維持されるTデータベース.特に1多施設共同試 験で使われる.
■自由度degree of freedom, DF, df
統計学のあらゆる場面に登場する説明しにくぃ概念の一っである.基本 的には，パラメータ推定や統計量の計算に関連した，標本のもっ情報に おける独立した単位の数とぃう意味をもっ.たとえば，周?の合計が与 えられた12 x 2分割表では4っの度数セルのうち1っだけが自由に決 められるので，この表の自出度は1である.多くの場合，この用語はモ デルのバラメータの数に対応する.また，1スチューデントのf分布や tJ7分布とぃったさまざまな分布族のバラメータとしても使われる.
圈自由度調整済み決定係数ad�hListed R2
モデルのパラメータ数で調整した1重相関係数の2乗.
? Der, G. and Everitt, B.S-, 2001,.4 Handbook of Statistical Analysis using SAS? 2nd edn, Chapman and Hall/CRC, Boca RatonT FL.
B十分位数deciles
ある確率変数にっぃての確率分布または度数分布を10分割する点.
?パーセント点 H 十分統計量 sufficien�h statistics
ある母数に関して，観測した標本に含まれてぃるすべての情報を要約し た統計量.
■十分な部分集合adequate subset
回帰分析で用いられる用語で，ある目的変数の予測において，すべての 説明変数を用いたと同程度によい予測を与える説明変数の部分集合. ?全部分集合回帰，?帰分析における変数選択法 _ 1/10 減少時間 dedma�h「eduction time
細菌集団の高温滅菌の効力を測るために使われるパラメータ.総菌数の 90%を減少させるのに要する時間で与えられる.
Journal of Food Protection, 2002,65,419 - 22.
圖周辺確率分布 marginal probability distribution
;多変量データで，ある1つの変数または何個かの変数の組合せに対す る確率分布.多変量の分布を，分布を求める変数以外の変数について積 分することで求めることができる.
H 周52分布の同一性 marginal homogeneity
t正方分割表で，行方向の分類の各カテゴリーに入る確率が，対応する 列方向の分類の確率に等しい場合を指す.?スチュアート-マクスウ エルの検定
Everitt, B.S.,1992, The Analysis of Contingency Tables, 2nd edn, Chapman and Hall/CRC，Boca Raton，FL.
圍周迎マッチング marginal matching
マッチング変数の平均値または他の集約的な特性に基づく治療群のfマ ッチング.場合によっては，個々の被験者ごとのマッチングとほとんど 等しい効率が得られることが知られている.
■周辺モテルmargina�hmodels
T縦断研究のデータに対するモデルで，このような研究でみられる繰り 返しのある観察値に対してf一般化線形モデルを拡張したものといえる. このようなモデルでは，関心は各反応それぞれの回帰母数にあり，その 周辺平均と説明変数の関係は患者内相関とは切り離してモデル化され る.「周辺」という言葉は，個々の応答がs遷移モデルのように他の反応 に依存するのでなく，共変量に依存して決まる場合に関心があることを 示唆している.正規分布に従う反応に対しては，周辺モデルの母数は f最尤推定法によって推定することができる.非正規の反応に対しては，
f一般化推定方程式が利用できる.?条件付き冏帰モデル ^ Everitt, B.S+J 2002, Modern Medical Statistics, Arnold, London.
?周iS和 marginal totals
ヰ分割表の各行または各列の観測値の総和.
■集落抽出法cluster sampling =クラスターサンプリング ■集落データ clustered data
サンプリングの単位（通常は人）が，たとえば同腹子，家族，地域のよ うなある典通の特徴を共有するクラスターにグループ化されたデータ， および同一人について行われた1組の繰り返し測定値によりクラス夕一 が定義されているむ縦断データの両者に適用される用語.この種のデ一 夕の特筆すべき特徴は，データがクラスター内相関を示しやすいことで あり，この点については何らかの解析で説明される必要がある.この点 を無視した分析法は不適肖であり，通常モデルのパラメータに対して低 すぎる標準誤差を与える.?一般化推定方程式，混合効果モデル， 周?モデル，多水準モデル ^ Statistics in Medicine,1992,11,67-100. ffl重量偏差試験法weight variat�h〇n tests
製薬会社が，生産した錠剤の重さの変動を管理していることを確かめる ために考案された試験.たとえば，英国薬届方の試験法は，任意の1束 (バッチ）の製品から抽出した20錠の標本を用いる.各錠剤を1個ずつ 計測し20錠の平均を求める.どの錠剤も，平均から下の表中の百分率 の2倍以上偏っていてはいけない.また，平均から表中の西分率以上偏 っている錠剤は2個以下でなくてはいけない.

 

錠剤の平均のRさパーセント
^ 80mg10
80 ?2501ng7.5
> 250mg5

 

 

k Chemical and Pharmaceutical Bulletin, 2001,49^ 1412 19,
疆主観確率 personal probability, subjective probability=個人的確率
_主観的エンドポイントsubject�hVe endpoints
卞臨床試験のェンドポイントで，主観的な臨床的順位尺度でしか測れないもの.
圏縮小shrinkage
たとえばt多重線形面帰から導かれた式を新しいデータに適用したとき に，元のデータに比べるとモデルによる予測が惡くなる現象.特に， f重相関係数は値が小さくなる，つまり「縮小」する.
Biometrics,1976,32,1-49.
國樹形図dendrogram
f凝集型階層的クラスタ一法において，クラスターを生成する過程の各 段階を記述する樹状ダイアグラムで，まず個々の要素，次にグループを 結合させてより数の少ない大きなクラスターを形成する様子を示したも の.図30にいくつかの例を示した.?ウォード法，群平均クラスタ 一法，単一連鎖クラスタ一法
Everitt, B,S*, LeeseT M. and Landau, Cluster Analysis, 4th edn, 2001,Arnold, London,
単一連鎖法完全連結法平均連鎖法
画主効果mam effect
す分散分析で，反応変数に対する（通常は）1つの因子の単独の効果の推
定値.
議受信者動作特性曲線 receiver operating characteristic curves = ROC 曲線 _ 主成分分析 ptinc�hpai componenfs analysis
導変量データを解析する方法の-?つで，元の変数の組をたがいに相関 がなく，分散が大きい順に選んだ新しい変数の組に変換する.新しい変 数，主成分は，元の変数の1次結合で表される.この方法のS的はデ一 夕の次元数を減らすことである.もし観測データの分散の大部分（たと えば70%以上）を，最初の少数個の主成分で説明できれば，主成分は 後につづく解析を単純化し，データをコンパクトに表示したり，要約し たりすることができる.?因子分析 ^ Jolliffe, LTm 1986, Principal Components Analysis, Springer, New York*
醒受精率ferlilityrate =特殊出生率 ■受胎能力fecundab�hlity =受胎率 S 受胎率 fecund ability
性的に活動的で，避妊しておらず，かつ排卵のある女性が子供を妊娠す る率.受胎確率の生物学的な決定因子に対する直接の観測値がない場合， その分布の推定量は最初の妊娠までの待ち時間から導かれる.蛉バ レット-.マーシャルの妊娠モデル，EUモデル ?出産間隔birfh interval
ある妊娠の完了と次の妊娠の完了との間の時間間隔.たとえば，フィン ランドの--地方における家族研究では，先行する子供が次の同胞の誕生 まで生存している場合には，平均出生間隔が33.2ヶ月であった.
_出生コホート研究bifl'h-cohort study
特定の期間に生まれた人についてのTtt向き研究■たとえば，特定の年 の特定の週に生まれたすべての子供について，知能に対する母乳の効果 を何年にもわたって調べる研究などがある.
^ Paediatric and Perinatal Epidemiology, 1992, 6, 81-110.
_出生時体重birthweight
出生時に記録された子供の体重.低体重は2500 g以下の値として定義 される.また超低体重は1500 g以下と定義される.出生時体重は子供 の将来の健康の重要な予測因子である.乳児の死亡率は出生時体重にょ
ってかなり変化する.非常に小さい乳児は非常に高い死亡率を示す.
_出生?死亡比birth-death ratio
ある母集団での与えられた期間における出生数と死亡数の比.
画出生順位b�h「�hh order
年齢による同胞の序列.家族の中で最年長者から始まる.
_出生率birth rate
ある地域の特定の期間における出生数をその期間の中心時点での地域人 ロで割ったもの.通常は人口1000人あたりの数で表す.例として，い くつかの国における1990年の出生率を表にボした.

 

P1 出生率(1000人あたり)
カンボジア40,6
中国20.2
マレーシア28.9
タイ19,9
hi本（訳者追加）10,0

 

 

■出生力比fe「til�hty ratio
分母を受胎に適した年齢の女性人!:.】に限定した，人口の繁殖力（fertility) の尺度.具体的には，式
t(_15歳未満の女性の数
�h?主力比15?49歳の年齢層の女性数
で定義される.
_ 出入国モテル immlaration?emigrafion models
個人が相互に独立に入_?出国することにより生ずる人口の増減のモデ ル.
? Jagers, P*,1975, Branching Processes with Biological Applications, J, Wiley & Sons, New York.
■出版バイアスpubl�hcaf�hon b�has
学術誌の編集者が，統計的に有意な効果が示されている論文の方をより 採用する傾向があることにより起こるバイアスで，たとえばt臨床試験 の出版論文に存在する.1系統的レビューを行う場合に問題となる可能 性がある.?漏斗プロット
? Petitti, DJS.,1994, Meta-Analysis, Decision Analysis and Cost-Effectiveness Analysis: Methods for Quantitative Synthesis in Medicine, Oxford University Press, New York*
_ 腫瘍致死量関数 tumo「lethality funcHon
腫瘍形成の動物実験で使われる用語で，腫瘍がある動物とない動物の死 亡率の比を指す.
圏順位rank
標本のメンバ一の，ある特性からみた相対的な位置.
國順位相関係数 rank c〇「「elation coefficients
変数の測定値でなく，順位だけから求めた相関係数.例としては，’ケ ンドールのT統計量，tスピアマンの順位相関がある.
^ Kendall,M. and Gibbons, J.D.?1990, Rank Correlation Methods, 5th edn7 Oxford Jmversity Press, New York,
圏順位付けranking
1組の変数値を，昇順または降順に並べ替える操作.
?順位統計量�@ rank order statistics �A order statistics
標本の測定値の順位だけに基づく統計量で，たとえば > ケンドールの T統計量.
=順序統計量�@
_瞬間死亡率 instarilaneous death「ate =ハザード関数 醒順次打ち切りテ?タprogressively censored data
調査の期間が一定で，患者はその期間内の異なる時期に試験に参加して くるようなt臨床試験で起きる打ち切り例.患者の試験への参加時期が 同時でないので，打ち切られるまでの時間もまた異なることになる. ?片側打ち切りデータ 鬮遵守compliance =コンプライアンス _順序尺度〇「dindscale畤測定尺度 _ 順序統計量�@ order stotis�hics �A rank order statistics
�@観測値を大きさの順に並べたときの，ある順位の観測値，たとえば， 標本中でr番目に大きな値は，「第r順序統計量」と呼ばれる.このよ うな統計量は，一致度の推定量や評価の甚礎として広く用いられてい る.
David，H+A” 1981，Onfer S如/姑.び,2nd edn，J.Wiley & Sons，New York.
�A=順位統計量�@
_順序のある対立仮説ordered alterna�hive hypothesis
母数の値の同一性に対する対立仮説で，単にすべてが等しくないという だけでなく，母数間に順序があるという仮説.たとえば，数段階の異な る投与量に対する薬の治療効果の評価では，反応変数が投与量に応じて 調増加または’単調減少すると仮定するのは合理的であろう.?傘 状順序
Statistics in Mediciney 1994,1^,1583-96.
■上位の遺伝分散ep�hsta�h�hc genetic variance
異なる座におけるf遺伝子間の交互作用によって説明される形質のばら
つき.
■生涯腫瘍率lifetime�hurn〇「「ate
動物研究の用語で，ある動物が一生のどこかで，または実験死を伴う動 物実験中に死亡したときに腫瘍をもっていた確率として定義される. ■使用期間shelf life
薬剤製品の品質が製造後，認可された仕様内の水準を保っと期待される 期間.
■上下法 up-cind-down method
毒性の研究で150%致死量を推定するのによく使われている方法だが， 視覚や聴覚の調査や糖尿病患者の味覚の検査など，さまざまな医学領域 でも使われている.この方法は次のようなステップからなる：等間隔の 一連の投与量の水準が選ばれたあと，最初の試験はある投与量を与える ことから始まる.続く各試験では，その直前の試験の結果が陽性または 陰性のどちらであったかによって，もう一段階低いまたは高い水準の投 サ量を与える.
Pain,1988, 32, 55-63.
圓条件付き回帰モデル condiflonai regression models
1鞭断的データの分析で特に用いられるモデル.先行する反応の値が与 えられる（遷移モデル）か，あるいは測定されない因子による個体間の ?然の異質性を反映するT変量効果集合が与えられるとして，各!^応の 条件付き期待値をモデル化したものである.正規分布する反応に対して は，これらのモデルに当てはめた結果は，冏じ相闕構造をもったf周辺 モデルを用いた結果と本質的に同等である.しかしながら，非正規分布 の反応に対してはこれと異なり，条件付き回帰モデルから推定された回 帰係数と周辺モデルから推定された固帰係数は異なった解釈を与えられ る.後者にとって，係数は与えられた個人に対する効果を示すが，前者 にとっては，係数は集団の平均の効果を表している.?混合効果モ デル
k Everitt, B.S., 2002, Modern Medical Statistics, Arnold, London, ffl 条件付き確率 condi�hional probability
ある事象5が起こったという条件のもとでの，事象Aの起こる確率. 通常尸041B)と書く.たとえば，ある人が男性の場合，色覚異常であ る確率は約0.1，女性の場合はおよそ0.0001である.もちろん尸U| 尸〇3|ん）である必要はない.たとえば，ある患者が麻疹にかかっ ている場合，発疹の出る確率はきわめて高いが，発疹が出ている患者が 麻疹にかかっている確率ははるかに小さい.この2つの条件付き確率は tベイズの定理
f (A �h B) = P (B 'I A) x P (A) /尸 CB)
によって関係づけられている.もしも/>〇4|初ニ尸〇4)ならば，事象A と召は互いに独立であるといわれる.?感度，特異度
Everitt, B.S., 1999, Chance Rules, Springer, New York.
圓条件付き散布図coplof
応答変数と1つの説明変数の関係を，他の説明変数を固定して調べる強 力な可視化ツール.この散布?は何枚かのバネルからなり，このうちの 1枚（条件パネル）には，ある特定の説明変数の値をいくつかの区間に 分けて表示し，他のパネル（依存パネル）には，応答変数といま1つの 説明変数の+散布図を条件パネルの各区間ごとに表示する.依存パネル は，条件パネルの左から右へ移動する各区間に対応した図が，左から右 へ，続いて下から上へと順番に表示されている.?31は，へモグロビ ン濃度を与えたときの，へマトクリットと白血球数の関係である.
Everitt, B.S, and Rabe-Hesketh, S., 2001,Analysis Medical Data using S~ PLUS,
Springer, New \ ork.

 

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条件：へモクロビン濃度 14151617
_iI?1一E?
400060008000 10000
40006000 8000 1000040006000 8000
白血球数
S 寸寸 男
09? 8"0S-*寸 9G
?^^^?卜く

 

図31ヘモグロビン濃度，へマトクリットおよび?血球数の ?件付き散/1;図.
cond �h tional mortalitv rate ?ハザード関数
國条件付き死亡率c〇nd�htiond mortality rate +ハザードN数 _条件付き分布concli�hional d�hsttibu�hion
複数の確率変数についての网時分布で，ある変数の値を固定したときの 他の確率変数の分布をいう.
_証拠漁り?�hsh�hng expedit�hon =データさらい _錠剤数の計数p�hII count =ピルカウント _症状チェックリス卜symptom checklist
広範四の心理学的な問題や精神病理学的な症状のスクリーニングを目的 として作られた，簡便で多項目の自己申告型の質問表.患者をはじめて 診る際に，心理学的な問題のスクリーニングの客観的な手段として，ま た治療中の患者の回復度を評価する手段として有用である.吟一般 的健康質問表
画小地域推定small area estimaHon
全国的な調査結果から，州や地方レベルにおけるある特性を推定をする ためのデータ利用方法.
^ Demography,1973,10,137-59,
_小児死亡率ch�hId death rate
与えられた年度における1?14歳の小児の，1000人または10万人あ たりの死亡数.たとえば，米国マサチューセッツ州では1997年度に10 万人あたりの死亡率が15であり，アラスカ州では42であった.
■情報提供者infonriQnt
研究者に情報を提供する人.返答者（respondent)や関係者（partid- pant)とは，研究者との個人的な相瓦関係の程度によって区別される.
國情報のある欠測値�hnfoirnative missing values?欠?値 圏情報のない打ち切り non-informafive censoring =無情報性打ち切り 圓乗法モデルmultip�hica�hivemodel
何個かの要因を同時に一緒にしたときの効果が，それぞれが別個だった ときの効果の積になるモデル.たとえば，1コックスの比例ハザードモ デルは，> ハザード関数の乗法モデルである.?相加効果
■情報理論 infoirnation theory
工学や生物学における通信と信号処理の多くの問題に適用可能な応用確 率論の一分野といえる.情報理論家は以Tの3つの疑問にっいての定量 的実例を示すことを0標にしている.
?情報とは何か.
?情報を伝達する正確さの本質的限界は.
.どのような設計法と計算アルゴリズムを使えば，上述の本質的限界 に近い情報の通信と蓄積のための奕用的システムを実現できるか. k Abrahamson, N*,1968, Information Theory and Coding, McGraw-HiIl? New York,
驪省略共変量omitted covariates
1一般化線形モデルに関連する用語で，m要な共変量が含まれていない ためにモデル化が不完全な場合をいう.たとえば，1観察研究では，共 変量の欠如は研究中の現象に対する理解が不十分であるか，結果と関運 する全要因のデータを収集することができないかのどちらかが原因で起 こる.このような形で.-般化線形モデルのモデル構築に失敗すると，実 際にモデルに組み込まれた共変量の効果の推定の際に大きなバイアスを 生じかねない.
^ Statistics in Medicine,1992,11,1195-208.
圖症例 case
疫学でもっともよく使われる用語で，集団や研究群の中で興味を抱いた 疾患や状態をもっていると認定された個人をいう.
画症例-異質性研究case-heterogene�hty study
病気をもたない集団に対してではなく，他の病気をもった集�h寸�hに対して f相対危険度を椎定する手順.それらのうちのある者は症例集団と同じ 曝露因子またはその関連因子をもっていることもある.
圏症例-クロス才一バ一計画case-crossover design
急性疾患発症のリスクに対する過渡的効果を分析するための手順で，症 例をそれ自身のコントロールとして用いる.この方法のW後にある考え 方は，患者に対して彼らが発症の直前に何らかの活動に参加していたか， あるいは疑われている原�h大�hにさらされていたかを尋ね，そして彼らが通 常の頻度で活動に従事したり，さらされている場合の対する反応と比較 することである.このようにして各ケースはそれ自身のコントロールと なる.激しい運動は心発作を誘発するという仮説は，たとえば，症例に 激しい運動を通常どの位の頻度で行っていたかと，心発作を起こす直前 にそのような運動をしていたかを尋ねるというような計画により調杏で きるかもしれない.
^ American Journal of Epidemiology,1991,133,144-53.
_症例-コホ一卜研究cose-cohorUtudy
Tコホート研究と同じU的をもつが，より安価にその目的の達成を目指 す研究方法で，疾患の有無についてはすべてのコホートメンバーについ て調べるが，その他の情報については一部のメンバーについてのみ調べ る.たとえば，乳がんの調査におけるコホートメンバーの中で20%に ついてのみ，興味をもった共変量の仝部を測定する. k American Journal of Epidemiology,1990,131?169 76.
_症例-対照研究case-control study 4後ろ向き研究
■初期データ解析 initial data analysis (IDA)
データ解析の最初の段階で，データの質の検討や簡単な要約統計量の計 ?と適切な図の作成など，いくつかの非公?の作業をいう.主たる月的 はデータの構造を明らかにし，簡単な記述的要約を作ることにより，よ り適切で高度な解;!斤のための指針を得ることである.
^ Chatfield, C.,1988, Problem Solving, A Statistician's Guide, Chapman and Hatl/CRC, i3oca Ranton, FL+
_職業疫学 occupational epidemiology
職業と人の病気*死との関係を取り扱う疫学の分野.
^ Checkoway, HA., Pearce, N.E. and Crawford-Brown, DJ., 1989, Research Methods in Occupational Epidemiology, Oxford University Press, New York.
圓職業別死亡率occupa�hI'ond death rates
職業分類別の死亡率.たとえば，米国における死亡率が1位と2位のブ ルーカラーの職業は，木材切り出し.搬出（10万人あたり129人）と アスベストや断熱材を扱う仕亊（10万人あたり79人）である.比較の ために，ホワイトカラーの死亡率が1位と2位の職種を挙げると，航空 パイロット（10万人あたり97人）とオフィスヘルパー，メッセンジャ 一（10万人あたり14人）である.?実験的研究，前尚き研究，後ろ 尚き研究
■触媒的感染モデルcataly�hic ep�hdem�hc models
感染症発生時の年齢分布に関連したモデル.もっとも簡単なものは，一 定の感染力が感受性をもった集聞のメンバーに作用すると仮定したモデ ルである.より一般的には，感染力が感受fliをもった個人の年齢の関数 であるとすることができる.
^ Applied Statistics,1974, 23, 330-39.
?ジョブエクスポ一ジャーマトリックスjob -exposure matrix
細分化された多数の職業カテゴリーのそれぞれについて，さまざまなエ 業物質に対する曝露に関する情報を提供する行列.このような行列の小 規模な例を以_ Kに示す.?職業別死亡率
職業調奄数曝露の割合

 

SL0C0
靴工場エH15a犯0,070.00
石工60.000.000.00
金��?物の製作者220.180,300.64
S=溶媒，L0=潤滑油，C0=研磨油

 

 

■処方履歴解析 prescription sequence analysis
一連の薬効の中で有効なものを見つけるために，薬局で処方した薬の履 歴を用いる方法.
_死力fo「ce of mortality =ハザード関数
國ジ一レンの単純同意割り付けZelerVs sing�he-consent design
す臨床試験の治療群を生成するための，単純ランダム割り付けに代わる 方法.適格な患者W人のグループから始める.次にこれらのW人の患 者をランダムに2つのグループ，たとえば大きさがちとw2のグループ $とグループG2に分ける.qに割り当てられた患者全員に対しては標 準治療が行われる.新しい治療法は，G2に割り当てられた患者のうち 同意したもののみに行われる，新しい治療法を断った残りの患者に対し ては，標準治療が行われる.この方法の主な利点は，適格な患者のほと んどが臨床試験に参加することと，患者に対して行った実験的な介人の 真の効采を評価できることである.主な欠点は，このような試験は非盲 検試験にならざるを得ないことと，参加者の多くが標準治療を選択する ため調査の統計学的な検出力に影響が出ることである. k New England Journal of Medicine,1979, 300,1242 - 5.
_ 親縁係数 coeffic�hen�h of kinship
父親および母親から1個づつ，無作為に受け取った2個の相同010mo- logous) f遺伝子がまったく阿じであり，したがって子孫が同型接合であ る確率.
鬮人口移動表mobility table
2つの異なる時点で，標本として取り出した人々の社会的または職業的 な構成を示す表.
_人口学demography =人口統計学
■人工神経回路網 artificial neural network
ヒトの神経?路網を模倣した数学的構造で，多くの統計的間題，特に fパターン認識，t多変量解#f，学習および記憶機能を実現する.このよ うな構造の本質的特徴は，単純な部品（人工神経細胞；ニューロン）が (ハードウェア的もしくはソフトウェア的に）互いに結合し，総体とし て協調的に動作することである.神経回路網は，入力の集fヤとそれに関 連づけられたパラメータ集合から問題の解の集合をなえる出力を作り出 す.多くの人工神経回路網ではニューロンが受け取る入力とその出力の 関係はl-般化線形モデルによって決定される.神経回路網は新しぃ計 算方法を与えるものだと主張する信泰者もぃる一方で，神経回路網は少 数の玩具的問題を解ぃただけで-般的な問題解決ツールとはなりえなぃ とぃう意見もある.
k Garson,1998, Neural Netivorks, An Introductory Guide for Social Scientists,
bage, London.
c?流行しているが，おそらくその信奉者が他の人々に信じさせようとしたほ |どには多くの問題に対する答えとならないであろうt
■人口成長モデルpopula�h�hon g「owfh modds 人口の増加を予測するためのT数学モデル. k Demography,1971,8, 71-80.
關人口増加指数vital index =出生-死亡比 ■人口増加率vital index =出生-死亡比 _ 人工知能 art�hfjcid infell�hgence (AI)
もっとも広ぃ意味での知能的振る舞ぃを理解しようとする学問分野で， どのようなしくみによるにせよ知能的な振る舞ぃをする機械を作った り，コンピュータにより知能的行動を再現させる.知能的行動には推論， 思考，学習などがある.?人工神経?路網，パターン認識
> Hand, D.J.,1985, Artificial Intelligence and Psychiatry, Cambridge University Fres?s, Cambridge.
_人口統計学demography
人uをその大きさ，構造，時間的変化などに関して研究する学問.」>:式 な人口解析の目標は，母集団を比較的一様なサブグループに分割して， 人nパターンの諸要素を分離することである.中でも年齢および性別に よる解析が通常もっとも重要である，
^ Bangarats, J., Burch, T. and Warchter, K.,1987, Family Demography - Methods and their Applications, uiarondon Press, Oxford.
圃人口動態統計 vital statistics'
人間の生活と死に関連のある出来事につぃての統計的なデータ■たとえば，死亡率ゃ離婚率.
_人工ニューロンarfilicial neurons?人.::�h._:神経IHI路網 疆人口ピラミ ツ卜 population pyramid
与えられた時点における，性別，年齢別の人n構成を比較するために考 えられた?で，男女ごとのヒストグラムを底辺を共通にとって両側に並 ベたもの.図の狙いは，その集団の年齢と性別の人口構成を一瞥して比 較できるようにすることである.下が広く，頂点が狭いピラミッドをも つ人口は，多産である.時代による形の変化は，各年齢における出産率 と死亡率の変化による人口構成の変化を反映している.図32の例は， 年齢/性別の構成がまったく異なる2つの国の人�h::�hピラミッドである.
Human Biology,1994, 66t 105-20.
男性女性
出生年
1835-9 1895-9 1905-9 1915-9 1925-9 1935-9 1945-9 1955-9 1965-9
年齢
85+ 30-34 70 - 74 60-64 50-54 40-44 30-34 20-24 10-14
0-4
スウェーデン1970年

 

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8 6 4 22 4 6 3
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男性女性
年齢”シコ?
出生年
18&5-9 1395^9 1905-9 1915-9 1925-9 1935-9 1945-9 1955-9 1965-9
?322つの因の人口ビラ.ミツドの例.
圍申告バイアス recall bias =In!想バイアス
壓新生児期後乳児死亡率postneonatal mo「�hdily rate
生後29 ロから0歳の終わりのHまでの幼児の死亡数を，冏時期の出生 数で割った数.通常は，1000出生数，1年あたりで表される.たとえば， 1995年アイルランドでは，その割合は1000出生数あたり1.7人であっ た.
■新生児死亡率 neonatal mortality rate
ある地域のある時期における，生後28日以内の新生児の死亡数を出生 数で割った数.通常は，1年あたり1000出生あたりの数で表される. たとえば，1949年，英国における16歳?19歳の社会階層Iの母親につ いては1000出生数あたり7.7人であり，1975年の対応する数値は2.1 人である.
^ International Journal of Epidemiology, 1986,15,188-96.
■深層モテルdeep models
ナスクリーニング調杏で用いるモデルに関する用語で，観測事象がどの ように生成されるかという疾患プロセスについての仮説を組み込んだモ デル.このようなモデルを使うH的は，隠されている疾患動態を理解し ようとすることである.?表層モデル
^ Cornel, R.G., 1984, Statistical Methods for Cancer Studies, Marcel Dekker, New York.
_ 身体計測 anth「opomet「y
人体の大きさ，体重，"f本型に関する計測を取り扱う学問.
^ Tanner, J.M., 1981,A History of the Study of Human Growth, Cambridge Universitjr Press, Cambridge.
■身体質量指数body mass index (BMI)=ケトレ一指数 鬮診断 diagnostics
モデルとモデルが適用されているデータとの差を同定したり理解したり するのに役立つ手順に与-えられる一般的な用語.もっともよく知られた 実例は導重線形回帰における1■残差の利用である.
^ Cook, R.D* and Weisbcrg, S,,1994, An Introduction to Regression Graphics, J. Wiley & hons, New York.
Bl診断可能な前臨寐期間detectable preclinical period =潜在検知期間 匪診断テストdiagnostic tests
臨床医学や疫学で，ある病気にかかっているか否かを調べるために使わ れる方法.もっとも単純な場合には，テストの結果は陽性（病気である） か陰性〔病気でない）かのいずれかとなる.理想的には，病気の人は陽 性に，そうでない人は陰性に分類されるべきである.このような正しい 分類がどの程度行われるかというテストの性能を測る2つの指標とし て，t感度と坤寺異度がある.畤ROC曲線，採是規則
> Nicoll,D., Mcphee, S.J., Pigone, M? Detmer, W.M. and Chou, T.M? 2001,Pocket Guide to Diagnostic Testsf 3rd edn? Lange/McGraw-Hill, New York.
■診新と統計のマニュアルDiagnostic and Stat�h成cal A/tanud (DSM)
米同精神科学会（American Psychiatric Association)で開発された精神 障害の定義を規格化する試みで，ある特定の診断を確立するのに必要な すべての臨床的基準およびその他の基準を与える.
^ American Psychiatric Association,1980, Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disordersf ^rd edn? Washington.
画浸透率関数pene�h「ance function
遺伝子座におけるt表現型とf遺伝子型の関係.カテゴリカルに定義され た病気の形質に対する，各遺伝子型の発症確率を与える.
^ Sham, R,1998, Statistics in Human Genetics, Arnold, Ij：)ndon.
_シンプソンのパラドックスSimpon's paradox
2つの変数（たとえば，治療の種類と転帰）間の関連の尺度が，3香目 の変数（たとえば，性）の各レベル内では等しいが，3番0の変数を考 慮せずに全体のデータを一緒にして計算した場合，まったく違った値と なる現象.このような状況は，3番Hの変数が他の2つの変数の双方と 関連がある場?にだけ起こりうる.例として，2つの病院における出産 前のケアの量と新生児の生存数に関する，次の2つの；2 x 2分割表を 考えてみよう.
AとBの両方の病院において，生存率とケアの暈は独立という仮説を検 証するために検定を行うと，ともに仮説は認められるという結論に なる（どちらの場合も統計量はほとんどゼロ）.ところが，2つの病院 のデータを統合すると，f統計量の値は5.26となり，ケアの量と生存 率は関連があるという結論になる.?カテゴリーの併合，対数線形 モデル
^ Journal of the American Statistical Associations,1993, 88, 81 8,
■信頼K間 confidence �hnterval
真のパラメータ値がある確率でその中に含まれると考えられる，標本観 測値から計算した範囲.たとえば，95%信頼�hX間とは，もしも推定プロ セスを何回もくりかえし行ったとすると，計算したK間のうち95%の ものに真のバラメータ値が含まれるということを意味する.ここでの確 率水準は区間の性質であり，バラメータそれ自体の性質ではないことに 法意（パラメータは確率変数とは考えない）.?ベイズ法 圖信頼限界confidence�himits
頼K間の上限と下限の値.
_ 信頼性「eliabilily
異なる条件下で対象について同じ計測をしたときに，同じような結果と なる程度.4級内相関，カッパ係数
■すし！
■水準点benchmarksニベンチマーキング _推定 estimation
母集&�hのパラメータについて標本から集めた情報に基づき数値を決める プロセス.未知バラメータに対して1つの数値を求めることを点推定と いう.パラメ一夕値が存在する区間を求める場合，これを區間推定と呼 ぶ.?最小2乗推定，最尤推定法，信頼区間
■推定値 estimate
興味あるパラメータについて妥当と考えられる1つの値（点推定値）あ るいは数値の範囲（区間推定値).
■推定量 estimator
あるパラメータの推定値を?えるために使う統計量をいう.たとえば標 本平均値は母集団平均値の不偏推定量である.
画随伴変数 concomitant variables =共変量 羅酔歩random walk =ランダムウオーク _ 推論 inference
ある母集団から抽出した標本についての測定値あるいは観測値に基づい て，その母集団についての何らかの結論を引き出す過程をいう.これに は，たとえば有意差検定や1信頼区間の計算などがある.
?数学モデルmafhematical model
観測データに対して仮定した構造の記述で，言葉によるきわめて不正確 な表現から，もっと普通には，測定データを生成すると考えられる過程 を定式化した数学的表現までいろいろな表現がある.このような記述の B的は，デ一夕の理解を助けることである.?決定論的モデル，ロ ジスティック回帰，多重線形回帰，一般化線形モデル ■数字の好みdigit preference
観測値を記録するときによく起こる偏りで，人によって異なり，多くの場合無意識的な性質をもつ.もっとも明らかな偏りは最終桁の数字であ る.図33はこの現象を示している.
^ Journal of Human Hypertension, 2001,15, 365.
80
70
50
40
30
20
10
0
0

 

偶数
M開業医 看護師
B病院勤務医 D専門医

 

 

5奇数
図33興なる観測者群の間での，数字0, 5，および奇数，偶 数に関する好み.
_ 数量分類学 numericaltaxonomy
本質的には，クラスター分析の同義語.畤クラスター分析 國スカラ一scalar
ベクトルや行列のような複数個の数の集まりでなく，4とか10とか3.1 というような1個の数のこと.
圓スキャタクラムscattergram =散布園 ■スキャタプロットscafferplo�h=散布? 顯スキャン統計量 scan statistics
時間軸上で7疾病クラスターにみえるものが，偶然かどうかを評価する ための統計量.ある区間長の移動窓を使い，窓を全期間で動かして，窓 中の症例数の最大値を探す.発病時刻に対する帰無仮説が^一様分布の 場合は，ある大きさのクラスターを見つける確率の上限の近似値が利用 可能.ある化学工場における肺がんのクラスター，水痘ウイルスのワク チン注射後の発赤，トリソミ一による自然流産の検定に応用されてきた. ?地理的解析法，ラチヱットスキャン統計量 ? Journal of Toxicology,1992, 30, 459-65.
_スクリーニング中止法stop screen design吟スクリーニング調査■スクリーニング調査 screening studies
病気の早期診断をli的として，症状のない集団に対してt診断テストを 行う調査.このような調査は，病気のt有病数の推?と，病気にかかっ ていて治療の必要な患者の発見の双方を?的として計画される.調杏は 通常，慢性病を対象とし，まだ治療を受けていない患者を発?すること を目的とする.このような調査では，t期間バイアスを伴う標本抽出と f先行期間バイアスが原因で起こる問題を回避するために，注意深い計 画と解析が必要である.もっとも適切な方法はランダム割り付けに基づ くものである.たとえば，連続スクリーニング法（continuous screen design)では，被験者は，調査の期間にわたって定期的なスクリーニン グを受けるグループか，そのようなスクリーニングは受けず単に通常の 医療ケアを受けるだけのグループのどちらかにランダムに割り当てられ る，この種の実験計画の欠点の一つは，試験介入群の患者全員にスクリ 一二ングを行うための費用がとてつもなく高くつくかもしれないことで ある.その場合は，スクリーニング中止法と呼ばれる別の方法が使われ る.この方法では，介入群に対して特定の期間に限ってスクリーニング が実施される.もし，スクリーニングが適切に実施されないと，調査の 有効性と費用対有効性が簡単に損なわれてしまう.
Morrison, 1992, Screening in Chronic Disease, 2nd edn, Oxford University Press, New York.
_スクリープロットscree plot
T因子分析やf主成因分析で，残すべき因子の数を決めるのに使われる図 を使った方法.図は，因子の?号に対する因子の分散を示している.探 すべき重要な特徴は，「肘」，つまり直前で分散が急に低下し，そのあと 再び安定している筒所である.図34の例では，3個目の因子に対応す る箇所に明らかなr肘」がある.?カイザーの規則
Multivariate Behavioural Research,1966,1,245-76.
0.348

 

因子1因子2因子3因子4因子5因子6
図;i4 ：M固目の因子で「?」が存從するスクリーブロットの例.
(网中の数字は，分散の累��値の全分散に対する割合）
議図式表不 graphical displays
データやデータから得られた数値を示す両像と図表.例として，T箱ひ げ閣，1散布図，；散布図行列などがある.
k Tuftc, E.R*t 1983, The Visual Display of Quantitative Information, Graphics Press, Cheshire, CT-
圖スチュアート-マクスウェルの検定Sfuarf-Maxwell fe#
T正方分割表における1周辺分布の同一性の検定-
^ Everitt, B.S,,1992, The Analysis of Contingency Tables, 2nd edn, Chapman and Hall/CRC, Boca Raton, FL
■スチューデン卜化Studentizatlon
+標本分布が1迷惑母数に依存しない統計量を作ることによって，迷惑母 数を除去すること.（訳者注：たとえば正規分布の母平均の検定は，迷 惑母数である母分散に依存しない統計量を利用して行う.）
圓スチュ一デントの£検定Studenfs f-tests
母平均に対する仮説を評価するための有意盖検定.この検定の1つの形 式は，ある母集団の平均値が特定の値であるかを検定する場合に使われ る.これは，一般に1標本f検定と呼ばれる.別の形式は，2つの母集 団の平均値が等しいかを，それぞれの母集_から独立に抽出した標本を もとに検定する方法で，独立標本の（検?と呼ばれる.後者は，それぞ
れの母集�h3の正規性と両者の母分散が等しいことを前提としているが， どちらの仮定についても極端にかけ離れていなければ比較的頑健である ことが知られている.?対標本に対するf検定 _スチューデントのf分布Student's f-dist「ibution
f標準正規変数と，分布をする変数の平方根の比の確率分布.特に， いろいろな形式のすスチューデントのf検定で使われる検定統計量の分 布を指す.分布の形は釣鐘状で，1個の母数の値で分布が決まる.幽35 に，いくつかの例を示す，

 

 

図:J：;さまざまな母数の値に対するスチューデントの^分布の 例?
_ストロ一クインテックスstroke index
リューマチ様関節炎の病気活動度の全体的な指標.この指標は13種類 の計測値から臨床判断により選ばれた，2個の客観的な検査データ，1 個の主観的な臨床的計測値ならびに2個の半客観的な計測値に基づいて 算出する.（訳者注：心機能の1指標である「心拍出係数」を意味する こともある.）
? Medicine and Science in Sports and Exercise, 2002, 34, 637-42,
圏スネデカーのF分布Snedecoドs f-clis�hdbufcn = F分布 _スピアマ^ケルバー推定量Spearman-K£i「be「esNmahor
バイオアッセイで反応変数が2値のときの，t中央値有効量の推定量. ■スピアマンの順位相関SpeamarVs rank correlation
2変数間の相関の尺度で，2変数ともに観測値の順位を使って計算した 場合.つまり，2変数の順位を使った1ピアソンの積率相関係数である.
飄スプレッドシートspreadsheet
セルを2次元に並べた配列で，各セルは文字列または数字を含むか空で ある.この用語は，財務計算のために計理士が使う紙製の「シート」に 由来する.
k Journal of Medical Systems,1990,14,107-17.
_スペクトル解祈specfral analysis
T時系列データの周波数と周期性の解析方法.時系列は，微小な振幅を もつ無限個の周期的な成分に完全に分解できるので，解析の目的は，あ る周波数帯域の成分の寄与度を推定することである.このような解析は， どの周波数領域が時系列の変動に影響を与えているかを明らかにでき， またスペクトル分布のバターンは時系列のモデルを特定する助けにな る.あるいは，解析結果から1個または2個の.主な周波数がわかるかも しれない.
^ Chatfield, 1996, The Analysis of Time Series ： An Introduction, 5th edn, Chapman and HaU/CRC，Boca Raton，FL
_スラツキ?ユール効果Slu�hzky-Yule effect
ランダムな観測値からなる_f時系列に移動平均を適用したときによくみ られる振動系列.
k Chatfield, 0.,1996, The Analysis of Time Series ： An Introduction, 5tii edn? Chapman and Hall/CRC? Boca Raton, FL.
Iせ_
_正確確率検定 exact tests
漸近的な議論によってだけ正尚化される値よりもむしろ正確な，値を与 える手順.特に多くのセルがゼロや小さい値をもつ場合の>分割表の分 析で重要である.?フィッシャーの正確確率検定 ? Statistical Science^ 1992, 7}131 77.
：；：たとえデータがきわめて少なくても，研究者が分割表から正しい推論を引 き出すことを可能にする.期待度数の最小値に関する特別な経験則や，イ エ一ツの補正（Yates’correction)も不要である.
_正確さ accuracy =正確度 _正確度 accuracy
何らかの方法でわかっている標準値との-一致の度合い.?バイアス ■生活の質quality of life =クオリティオブライフ ■正規近似 normal approximation
ある確率分布を正規分布で近似すること.たとえば，平均？^，分散 妙（l-_p)の正規分布は，試行IHI数mが大きい場合，3項分布のよい 近似となる.項，は，各試行における成功の確率を表す.
疆正規性noirnallly
ある変数がf正規分布に従うことを指す.
圓正規分布' normal distribution
多くの統計的方法で仮定している確率分布.分布はつりがね状で2つの 母数，母平均と母分散によって決まる.図36に例をいくつか示す.

 

n31rr~
246810
国36いろいろな平均と分散に対する正規分イif -
? Evan.s, M., Hastings, N+ and Peacock, 2000, Statistical Distributions, 3rd edn, J,Wiley & Sons, New York.
_整合性consistency checks =?貫性の照合
_正準相関分析 cononical correlation analysis
2つの変数群間の関係を調べるための解析法の-つで，1つの変数群の 線形関数がもう1つの変数群の線形関数と最大の相関をもつように，そ れぞれの関数を決定する.この方法は，応答変数が2つ以上ある場合へ のf多重線形回帰の拡張と見なしうる.あるぃは，分散ではなく相関を 最大にする成分分析と考えることもできる.この方法が有効と思わ れる簡単な例としては，学童につぃて測定した読書速度（％)，読書力 (%),計算速度（ツ上および計算力（：V2)のテスト結果があるときに， \とちで測られる読書能力とhと:^で測られる計算能力の関連性を調 ベるとぃう問題が考えられる.
Pain, 1992,51,67-73.
mm結果の解釈が難しいのが難点である,
圓正常範囲normal range =参照ぽ間 國精神疫学 psychiatdc epidemiology 精神病の原因や経過の研究.
■生存関数 survival function
す生存時間がある時間より長ぃ確率を与える関数.この確率を時間に対 してプロットしたものを生存曲線と呼び，生存時間データの解析に有用 である.?積極限推定量，ハザード関数
Collett, D*,1994, Modelling Survival Data in Medical Research, Chapman and Hall/CRC, Boca Raton, FL.
_生存曲線survival cu「ve ≫?生存関数 ■生存時間survival time
たとえば病気の回復や病態の改善，死など何か特定のことが起こるまで の時間の観測値.このようなデータは，f歪度や観察打ち切りの双方を 扱う特別な形の解析を必要とする.?コックスの比例ハザードモデ ル
Collett, 1994, Modelling Survival Data in Medical Research, Chapman and Hall/CRC，Boca Raton，FL.
画生存者関数su「vivo「?uncHon=生存関数
画生態学的研究ecolog�hcal study
分析の単位が個人ではなく集団とか個体群である研究.方法論的な制約 があるが（?生態学的錯誤），費用が安く便利であるので疫学で広く利 用される.
American Journal of Public Health,1982, 72,1336-44.
R-〇生態学的研究の価値については，まだ疫学研究者の間では論争の種となつ ている.いろいろな原因でバイアスが起こるのでこの研究方法の価値につ いて疑問がもたれている.
圓生態学的錯誤ecological fallacy
空間的にまとまって存在するデータを解析し，その結果を個体レベルで の関係に適用しようとぃう場合に)Wぃられる用語.多くの場合，地域レ ベルの平均値に基づく解析から得られた結論は，個体レベルの解析から 得られた結論と大きな堪ぃかある.文献からの例として，「就み書きの できなぃこと」と「外国生まれであること」の相関を計算した米国の解 析では，個人レベルのデータからの計算では相関係数が0.11であった のに対して，全州統計要覧の文盲百分率と移屈率から計算した相関係数 は?0.53であった.
Statistics in Medicine, 1992,11,1209-24.
■生態統計学 ecological statistics
自然社会のダイナミクスとその環境変数との関係を研究する学問. ■生体利用率 bioavailability
生態に投与した薬品のうち，活性を有するものがどの程度その薬理学的 作用部位へ到達するか，あるぃはその到達速度はどの程度かとぃったこ とに関与する因子につぃての研究.吸収の量および速度が薬物の生体利 用率の主たる決定因子である.
Chow, S.C. and Liu, J.P., 1992, Design and Analysis of Bioavailability and Bioeqmva- lence Studies, Marcel Deklter, New York.
■生体利用率比較試験comparative b�hoavai�hability�hrial
多数の対象に異なった処方で薬を投与し，投与後さまざまな時点で血液 標本を集める試験.与えられた対象に対する1つの処方に関する薬剤投 与につぃて，それぞれ血液標本中の薬の定量を行ぃ，血液中の薬の■'速 の濃度変化を得る.この試験の目的は異なった処方のかW仰における 振る舞いを評価することである.
? European Journal of Drug Metabolism and Pharmacokinetics, 2001,26, 257-62.
匪成長曲線growth curve
集間の大きさあるいは個体の大きさを時間の関数として表した曲線.
?ゴンペルツ曲線
\■ Annals of Human Biology, 1978, 5^ 1- 24,
■成長曲線解析growth curve analysis
個体の時間的成長に関する観測データを解析する方法一般をいう.古典 的な例としては，さまざまな年齢の子供について身長または体重を記録 したものがあり，このようなデータの解析には，t混合効果モデルや低 次の多項式モデルなど，いくつかの種類のモデルが用いられる.
Annals of Human Biology, 1.986,13,129 ~ 41.
圓成長図growth charts =百分位点参照? 圍精度 precision
統計モデルで，母数の推定値がどれくらい広がっているかを指す用語. 推定量の標準誤差で測ることができ，より大きなサイズの標本を使えば， 標準誤差を小さくして精度を上げることができる.?正確度
画正の相乗作用positive synergism?相乘作用 ■正の歪度positive skewness?歪度 國生物学的検定法biological assay =生物検定法 _ 生物学的効能 biological efficacy
割り当てられた治療薬を受けているすべての人々に対する治療効果.正 しく服用している人々について治療の生物学的作用を測る.
_生物学的同等性bioequivalence
2つの薬剤の吸収特性がどの程度等しいかという度合い.
^ Chow? S.C. and Liu, J^P., 1992, Design and Analysis of Bioavailability and Bioequivalence Studies, Marcel Dekker, New York,
圓生物学的同等性試験bioequivalence bids
同じ活性成分をもつ2つ以上の製剤（たとえば錠剤，カプセル剤など） が，同等の血中濃度を与えるかどうかを比較するための％以未試験.
Chow, S*C+ and Liu, J+P.,1992, Desig?i and Analysis of BioavailabiUty and Bioequivalence Studies, Marcel Dekker, New York.
驪生物学的利用性bioavailability =生体利用率 圍生物檢定法bioassey
生体に刺激を与えて反恣を計測することにより，その効果を評価する方 法.この場合の刺激には，薬物，ホルモン，放射線，環境効果などがあ る.?プロビット解析
Finney, D J.f 1978^ Statistical Methods in Biological Assay, 3rd edn, Arnold^ I^ondon.
■生物統計学b�hostotistics
統計学的方法を生物学の問題に適用する科学の一分野というのが厳密な 定義であるが，現在では医学および健康科学への応用まで含むものとな
つている.
國成分棒クラフcomponenf bar chart
成分とその合計を高さで示したt棒グラフ.構成成分をその割合に比例 して棒グラフの各部分の長さとし，陰影や色分けで各成分を区別して示 す.図37に一例を示した.

 

サウサンプトンスウィンドン ジャ一ジ一ガ一ンジ一
図37英国の4地域における主観的健鹿評価についての成分 棒グラフ.

 

■性別死亡率 sex-spedfic death rate
男女で別々に計算した死亡率.男性は，循環器や呼吸系の病気，がん， 事故などの上位の死亡原因の死亡率が高いために，全体の死亡率も女性 より高い.
_正方分割表 square continaencv table
行と列の個数が等しい％、割表.判定者の一致度の調査や対応のあるデ 一夕の調査でこのような表ができる.
? Agresti,A,3 1996, An Introduction to Categorical Data Analysis, J. Wiley & Sons, New York
疆正方分割表の対称性symmetfy in square contingency tables?ボウカーの 対称性の検定 ■生命表life table
年齢別に生存-死亡の確率と余命年数を計算するための表.以下にその 例を示す.
白人女性の生命表，アメリカ（1949 _ 51)

 

1234567
023.55100 000235597965720317972,03
1LS9976451859755271052147277
21.129746010997406700766271.90
30,87973518597308691025670,98
40.69972666797233681294870.04
100388.392941142375561.92

 

 

1=年齢
=1000人あたりの死亡率
=出生者10万人あたりの生存者数 4ニ出生者10万人あたりの死亡者数
=この集団のこの年の総生存年数
=この集が全員死亡するまでの総生存年数
=平均余命
^ Chiang, G.L.?1984, The Life Table and its Applications, Krieger, Malabar, FL.
圍生命表分析I�hfe-tab�he onolysis
一定期間患者の観察を行う1コホート研究の中で，ある病気の死亡数や 罹患数の分布を調べるために行われるt前向き研究でよく使われる方法， 観察期間中の小区間ごとに，その区間に入った人数，その区間中に離脱した人数，病気で死亡した人数（死亡数）や病気にかかった人数（罹患 数）すべてを計算する.観察区間の終わりまで達しなかった人は，この 区間に半分だけ在籍したと仮定する.これにより，死亡率や罹患率を推 定するときに，調査から離脱した人と残った人を適切に組み合わせて分 母を計算できる，この方法の利点は，フォローアップにずっと参加した 人だけでなく，すべての患者を推定の計算に組み込めることである.
Morton, K.G, and Stallard, E.,1984, Recent Trends in Mortality Analysis, Academic Press, New York.
圍世器健康統計年鑑VVodd Health Stafistics Annual?データ情報源 ?世界保健季刊誌World Health Quarie「�hy?データ情報源 _積極限推定量product hnVけestimator
打ち切りの可能性もあるデータを含む1組のf生存時間データから1生存 関数を推定する方法の--つ.いくつかのf条件付き確率の積が，この方 法の背後にある発想で，たとえば，肝移植後に患者が2日間生存する確 率は，1日生存する確率に，患者が1日Hは生存していたという条件の もとで2日目も生存する確率をかけて得られる.図38は，このように して得られた2つの生存曲線の例である.
Collett, 1994, Modelling Survival Data in Medical Research, Chapman and Hall/CRC, Boca Raton, FL
■°90 寸°
10
2030
生存時間（月）
40
50
p Jl1
図38 2つの年齢群に対して積極限推定帚により推定した生存
國世帯調査household survey
各世?内での面接による家族の病気および身体障害に関する記述的調 査.しばしば世?の他の成員について1人の情報提供者に質問が行われ る.
_絶対偏位absolute deviation =平均偏位 圓絶対リスクabsolute risk
寄与危険度，1超過リスク，あるいはリスク差に対して使われることも あるが，しばしば^発病率と同じ意味で使われる.競合リスクの存在下 で，年齢と危険因子が与えられたとき，病気にかかっていない人がある 期間内に特定の病気を発症する確率と定義するのが妥当であろう.
Kleinbaum, D,G+J kupper, L.L. and Morgenstern, H,,1982, Epidemiologic Research : Principles and Quantitative Methods, Lifetime Learning Publications, Belmont.
_絶対リスク減少abso�hute risk「educton
有害事象を経験した未治療の人々の割合から，有害事象を経験した治療 を受けた人々の割合を減じた値.たとえば通常介護群と高度治療群とを 比較した糖尿病の合併症の研究で，末梢神経障害の絶対リスク減少は 6.8%であることがわかったが，これは高度治療群で100名中約7名の 悪い結果が避けられることを意味している.?治療必要数
Sackett, D,L., Richardson, W.S., Rosenberg W* and Haynes, R.B., 1997, Evidence Based Medicine ' How to Practice and Teach EBM, Churchill Livingstone, New York*
_セッ卜テクニック set technique
先天性異常やがんなどの頻度が低い病気の低レベルの流行を発見するた めの方法.新しい症例が診断されるたびに，最後のR個の症例間の時間 間隔を解析する.もし，R個の間隔のそれぞれが，あらかじめ定められ た参考値より短い場合は警鐘が鳴らされる.?累積和 ?折半法split-ha�hf method
主に心理学で，テストの信頼性を推定するために使われる方法.同じテ ストから，いわゆる奇偶法で交互にテスト項目を選ぶなどしてテストを 2つに分け，2つのスコアを得る.これらのスコアの相関，またはスコ アの関数が要求された信頼性を与える.?クロンバックのアルファ
? Dunn, G.,1989, Design and Analysis of Reliability Studies, Arnold, London.
?切片intercept
回帰分析から得た方程式において，説明変数の値をすべてゼロとおいた ときの応答変数の期待値に対応する値.
_雪片グラフsnowflakes
多変量データを表示するためのグラフを使った方法.g個の変数に対し て，1つの点から等角度で伸びる直線上にそれぞれの変数の値をプロツ トすることで「雪片」を作る.各観測結果は，特定の形の雪片に対応 し，視覚的に把握しやすいよう，隣合せに並べて表示することが多い. 図39に例を示す.

 

51015
図39 6次元の多変量の觀測?に対する15組の「雪片」グラ
フ.

 

■説明的解析 explanatory analysis
f臨床試験データの解析において，対象患者が試験期間中同じ処置を受 けるという仮定のもとで，治療Aと治療Bを比較する場合に使われる 用語.これに対して，できれば治療Aか治療Bのいずれかを継続的に 行いたいが途中で変更可能という条件のもとで，いずれの治療で始める のがよいかを検討する方法を実践的解析という.説明的解析の目的は治 療の真の効果を判定することであるのに対して，実践的解析の目的は治 療のコスト（たとえば副作用がある場合は治療をやめるなど）を考慮に 入れて，治療方法についての意志決定を行うことである.?実用的 試驗，説明的試験，治療意図による解析 ^ Statistics in Medicine,1988, 7,1179- 86.
國説明的試験explanaton/ trials
ある治療がいかに効くかを説明するために行われるf臨床試験.これを 行うためには，厳しい基準を設けて，きわめて均質な対象群を作らなけ ればならない.たとえば，新しい降剤の効果を調べる説明的試験を計 画するには，年齢が40歳と50歳の間で，（糠嵌病などの）合併症をも たず，（ベータブロッカーなどの）他の薬剤を服用していない患者のみ を対象として選ばなければならない.?実用的試,験 ? Statistics in Medicine,1988, 7,1179-86.
圓説明と同意informed consent =インフォームドコンセント 画説明変数 exphnatory variables
す多重線形回帰やf ロジスティック回帰などの方程式の右辺に現れる変数 で，応答変数を予測したり説明したりするために使われる.独立変数と も呼ばれるが，複数の説明変数が互いに独立となることはめったにない ので，この呼び方は勧められない.
_セマンティックディフXレンシャル尺度 semantic differential scale
何組かの対立する形容詞の組合せに基づいて，ある概念について順序づ けを引き出すための尺度.たとえば，
私の治療は：
痛い ?痛みがない
助けになる助けにならない
?形容詞的な尺度，ビジュアルアナログスケール
Osgood, E.C,, Sud, GJ. and Tannenbaum, P.H.,1957, The Measurement of Meaning, University of Illinois Press, Urbana, IL.
國ゼロ仮説null hypothesis =帰無仮説 _ゼロ分布null distribution=帰無分布
_ゼロ和ゲ一ム zero-sum game
複数のプレーヤによって行われるゲームで，ゲーム中のプレーヤの利得 と損失の代数和がいっでもゼロになるよう，勝者は敗者の賭金のすべて を取得する.多くの意思決定問題は，2人のプレーヤによるゼロ和ゲー ムとしてモデル化できる.
New Scientist,1990, 4? L
画遷移モデルIransiNon models 4条件付き回帰モデル 画全員?unanimity rule
患者がある病気だと言明するには，すべてのf診断テストの結果が陽性 でないといけないというルール.?多数洪原理
Statistics in Medicine, 1988r 7, 549-58.
圍漸近法asymptotic method =大標本法 圏線形回帰�hInear regression
通常は1個の反応変数のただ1個の説明変数への単純な回帰を指す.母 数は，回帰直線の切片と傾きの2個である.両母数とも，標本からす最 小2乗推定で求めることができる.図40は，2個の変数に対する1女布 図と推定した回帰直線である.

 

へモクロビン濃度

 

図40ヘモグロビン濃度に対するへマトクリット値の散布図と その而?直線.
_線?き推定量linear estimator
測定値またはそれから計算される標本統計量の1次式で表される推定 量，
國線形-線形連関検定linear-by-iinear association te5�h
す分割表で，列行とも0然な順序があるカテゴリ一のときに，たとえば M量反応関係のような，特定のタイプの独立性からの乖離を見つけるた めの検定方法.?ヨンクヒール-タブストラの検定
Everitt, B.S., 1992, The Analysis of Contingency Tables, 2nd edn, Chapman and Hall/CRC, Boca Raton, FL
_線形ロジスティック回帰linear logistic「egression = ロジスティック回帰 _先験的比較Q priori compa「ison5 =事1前に計画した比較 _先行期間lead time
慢性病の1スクリーニング調査の有効性の指標で，スクリーニングによ ってどれだけ早く診断がついたかで与えられる.
Journal of the American Geriatrics Society, 2000T 48,1226 ~ 33.
■先行期間バイアスbad time bias
がん研究に関する用語で，早期発見の場合，発見の時点から症状が出る までの時間も生存時間に加えられるために起こる1バイアスを指す.
^ International Journal of Epidemiology y 1982,11,261'7.
画潜在検知期間 sojourn time
ある状態が検知可能だが，まだ診断されないでいる期間.1つの例は， 乳がんが触診では発見不可能で症状もないが，マンモグラフィーなら発 見できる可能性がある期間.潜在検知期間はスクリーニングプログラム の有効性の重要な指標である.
American Jotmial of Epidemiology,1974,100, 357-66.
_ 潜在変数 latent variable
直接計測できないが，多くの観測可能な変数もしくはT顕在変数に関連 すると仮定される量をいう.人種差別や社会的階級がその例である. t因子分析の共通因子は潜在変数である.蛉指示変数，構造方程式モ デル
Everitt, B.S.,1984, An Introduction to Latent Variable Modelsy Chapman and
HaO/CRC, Boca Raton, FL.
?センサリングcensoring
関心をもった事象が起こる前に研究から対象が失われること.もっとも よくある例は，t生存時間の研究で，研究の終了時に一部の患者が生存 し続けている場合である.このような患者の生存時間は単に観察期間よ りも長い（右側打ち切り）ということである.打ち切りの生じた観測値 を含むデータの解析には，たとえば1コックスの比例ハザードモデルな どのより適切な方法が必要となる.
Collett, D.,1994, Modelling Survival Data in Medical Research, Chapman and Hall/CRC, Boca Raton, FL.
國溺彳犬モデルfan-sp「eadmodel
自然に生じた集団の間にみられる差が時間の経過とともに拡大すること を説明するためのモデル.このモデルでは，あまり調子が悪くない，障 害が大きくないなどの理由で初期スコアが高かった人々が，時間の経過 とともに変化や改善をする能力をより多くもつためにこのような現象が 生じると仮定される.
Applied Psychological Measurement, 1994,18, 63-77.
_全数調査 census =固勢調査
_漸増法Fibonacci doseでscalation scheme =フィボナッチ用量増加法 ?センタイルcentre =バーセント点 國選択交配assortative mating =�h�hガ類交配 _選択バイアスI selection bias I
?臨床試験やその他のタイプの医学調査で，調査の関係者が治療方法を 選択する場合や調査側が観測していない制約の影響を受ける場合に起こ るバイアス.もし，健康:氏態の転帰と治療法の選択に影響を与える観測 されていない因子があると，治療法と転帰の直接の関係は測定されてい ない変数と交絡が起きてしまう.古典的な例は，1920年代のスコット ランドのラナーク郡のミルクの実験で起こった問題である.この調査で は，1万人の子供に無料でミルク栄養が与えられ，同じ数の子供はミル クを与えられなかった.2つのグループはランダム割り付けによって構 成された.しかし，残念なことに，教師は善意から元のグループ分けに
こだわるより貧しい子供ほど無料のミルクをもらうべきだと結論した. その結果，ミルク栄養の効果は貧困の影響と区別がつかなくなった-さ らに別な例として，最近，健康サービスの調査者が，個人情報データを 調査する前に患者の同意が必要になったことからくるものがある.もし， 同意をする患者群とそうでない患者群が異なれば，選択バイアスが生じ るであろう.
? Archives of Family Medicine, 2000, 9,1111-18.
_選択バイアスIH selec�hfon bias�h�h1
ある調査に選ばれた個体が，目的母集団を代表していない場合に使われ る用語.
?選択バイアスIt selection bias�hI
+多重線形回帰で，ある方法によって選択された変数の部分集合が，元 のデータの予測には最適であっても，将来のデータに対しては予測能が 弱いときによく使われる用語.
■尖度 kurtosis
c

 

単峰性確率分布のピークのとがり具合が正規分布のそれからどの程度離 れているかという尺度.とがった分布を急尖的と呼び，平たい分布を緩 尖的，正規分布と同じとがり具合のものを中尖的と称する.?41に示 した例で，A :屮尖的分布，；B :緩尖的分布，C :急尖的分布を示す.
画潜伏期�@ incubation period �A�hafent period
感染を受けたときから症犹が現れるまでの期間，
? Nature, 1989, 338, 251 3,
感染した人の体内で完全に内的に病気が進展している期間にある伝
染病を説明するときに使われる用語.たとえば黄熱病のような病気では， 潜伏期は短くほぼ一定である.がんのような病気では，それは非常に長 いこともあり，また個人差が大きい.?感染期間 ^ Jotirnal of Environmental Pathology and Toxicolo^!, 1977,1.279-86.
驪潜伏期間latent period =潜伏期�A
圓全部分集合回帰a�hl-subset「egress�hon
すべての可能なモデルを比較し，ある基準のもとにもっともよいモデル を選択する?帰分^■?の-手法.説明変数の数をgとすると，各変数をモ デルに入れるかどうかの組合せと説明変数のないモデルを除いた結果か ら全部で”-1個のモデルが考えられる.たとえばg =10のときは全 部で1023種類のモデルがある.説明変数の数が多い場命は，計算可能 な解を得るためにf分枝限定法を用いることが多い.
? Rawlings, J.O., Pantulaj S.G, and Dickey, DA,1998, Applied Regression Analysis / A Research Tool, Spnnger, New York.
?全平方和tatd sum of squares
すべての観測値に対して平均値との差の2乗を計算し，その総和を求め たもの.
nそ圏
圓層strata?層別 _総当たり研究「ound robin study
検査施設間の比較に関する用語で，明確に定義された仕様に基づいて製 造された試料サンプルを，参加検査施設へ送り解析をしてもらう，その 結果をもとに，検査施設間の差の評価や，不一致または他の異常の原因 の解明を行う.?施設間試験
■相加効果 additive efted
2つまたはそれ以上の因子を同時に与えたときの効果が，それぞれの因 子を単独で与えたときに起こる効果の和であるときに使われる用語.
疆相加的遺伝子分散。ddiHve genetic variance 遺伝子の相加効果で説明できる形質の分散.
? Sham, P.CV 1998, Statistics in Human Genetics, Arnold, London.
画増加率growth rate
人口増加の尺度で，次の式により計算される.
年間の出生数-年間の死亡数
一.X 1〇〇
阿年中間期における人口
? Annals of Human Biology 71986,13,129-41*
_ 相関 coirelation
2変数間の相互関連を意味する一般用語.?関連性
_相関行列correlation matrix
複数の変数間の相関係数を行列の要素として表したもの.たとえば，筋 肉と体脂肪の研究で，次の4つの変数を測定した.
?上腕三頭筋（厚さ，mm)
?大腿部（周囲長，mm)
?上腕部（周囲長，mm)
*体脂肪（％)
これら4変数のすべての組合せについて1ピアソンの積率相関係数を計 算し，次のような相関行列を得た-

 

VI.V2V3V4
VI「1.000.920.460.84
V20.921.000.080.88
V30.460.081.000.14
Vi0.840.880.141.00
相関行列は，i行y列に奕数/と/の相関係数をもち，対称かつ対角要素 がすべて1となる.相関行列は，t主成分分析など多くのf多変量解析法 の原データとなる.
? Everitt, B.S* and Dunn, 2001,The Applied Multivariate Analysis, 2nd edn? Arnold, London*

 

 

 

■相関係数 correlation coefficient

 

51015

 

0102030
0.606
み
2変数間の線形関係を定量化した指標.いろいろな相関係数が提案され ているが，いずれも?1と十1の間の値をとり，一1あるいは+1に等し い場合は，それぞれ方向は逆であるが完全な線形関係を表す.値0は2 変数間に線形関係がまったくないことを示すが，隠れた非線形な関係が ある場合もある.もっとも普通に使われるのがfピアソンの積率相関係 数で，これは1'2変量.正規分布の母相関の推定値となる.いろいろな相 関係数の?をもつデータの例を図42に示した.?ケンドールのt統
図42さまざまな相関係数をもつデータの散布?
_相関の希薄化 attenuation
2つの変数の相関について用いられる用語で，両変数ともに計測誤差が あるため真の値の間の相関が過小評価される可能性のある場合をいう. ?回帰の希薄化
? Fisher，L*D. and Van Belle，G.，1993,J+ Wiley & Sons，New York*
_相関標本t検定co「「elated samples Hest=対標本に対するf検定
?早期警告システムearly warning system
疾患監祝において，現象が通常みられる頻度から逸脱したことをできる だけ早く検出するために工夫された手順に対して用いられる用語.たと えば，発展途上同においては，児竟の平均体重の変化は栄養欠乏の早期 警告信号である.
國早期検出プロクラムearly detec�hion programme =スクリーニング調査 _早期新生児死亡率hebdomcidd mortality rate
1年間の生後�h週間以内の乳児死亡数を1年間の出生数で割った率.通 常出生1000人あたりの数で示される.たとえばカンサスでは，1998年 度に1000人あたり3.4，1999年度に1000人あたり4.1であった.
^ Maternal and Child Health Journal,1998, 2, 211-21 驪想起バイアスrecall bias =回想バイアス ■相乗作用 synergism
2つの治療方法を同時に適用した場合の効果が，それぞれの治療を単独 に用いたときの効果の和よりも大きい場合（正の相乗作用）や，小さい 場合（?の相乗作用または拮抗作用）を指す用語.
\ American Journal of Epidemiology,1978,108, 60-67.
顧双生児解析 twin analysis
いくつかの形質の決定因子について，遺伝的な関与の程度と重なり具合 を推定するために行う--卵性または二卵性双生児のデータの解析，この ような解析では通常，その形質に関して共有している環境的な経験が， どちらのタイプの双生児でも等しく重要という仮定をしている.
^ Sham, P.,1998. Statistics in Human Genetics, Arnold, London.
疆双生児における一致twin concordance =?致 _相対危険度relative risk
ある要因への曝露とある結果のリスクとの関連の指標で，
t曝露群の発症率
相対 ="~
非曝露群の発症率
で計算される.たとえば相対危険度5は，曝露を受けた人はそうでない 人の5倍，病気になる可能性が高いことを意味する?相対危険度は曝露 を受けた人が発症する確率を測るわけではない.病気は，曝露群でも非 曝露群でもまれかもしれなぃ.まれな病気に対しては，1オッズ比が相
対危険度を近似する.?寄与危険度，発病率
:::飛行機のパイ□ットは，平均的な飛行機の乗客に比べると，飛行機事故で 死ぬ相対危険度はずっと高いが，それでも飛行機事故で死亡する確率は， ありがたいことにとても低い.
■相対効率 relative efficiency
ある母数の2種類の推定値の分散の比，または2っの統計学的手法が�hM'j じす検出力を達成するために必要とする標本サィズの比.
圍相対生存率 relative survival「ate
ある患者グループの生存率と，年齢，性，人種が患者群と阿じ一般的な 母集団の生存率の期待値との比.たとえば，腎臓がん患者の5年相対生 存率は58%である.5年相対生存率は，潜在的に治療可能ながん患者の 割合を推定するのによく使われる.
^ Breast Cancer Research and Treatment, 2001,70T137-43.
圍相対成長allometr�hc growth
部分により成長率が異なるために起こる有機体の形の変化.成長する器 官や有機体全体の形の変化は，生物学的もしくは身体的要求のぃずれか によって開始される.
^ Bookstein, F.L.,1978, The Measurement of Biological Shape and Shape Change, bprmger, Berlin,
_相対標準イヒ死亡率『elafive standa「�h�hzed mortality rate
特定の死因による1標準化死亡率（SMR)を，すべての死因によるSMR で割った比.この指標の狙ぃは，調査をした集団と参照母集?（比較の 際に標準とする母集団）の間の1健康労働者効果やその他の違ぃによる 死亡率の差を補正することである.
画相対貧困統計relative poverty stot�hsfics
平均収入が一定以ドの集団に関する統計.このような統計は，貧?の原 因と解決策を議論するのに重要な役割を果たす.たとえば，国民の収入 の中央値に相当する額の半分以下の収入の人の割合は，貧困の国際比較 の基礎資料として使われてきた.英岡では，片親に対するこの数字は 40%であり，イタリアでは25%，フィンランドでは9%である，
?相対リスクrelative dsk =相対危険度 ■総平均grand mean
グループ化されたデータ集合内の値をグループに関係なくすべてを使っ て求めた平均.
醒層別 stratiilcation
標本抽出をH的として，母集?を「層」と呼ばれるいくつかの部分に分 割すること.たとえば，患者母集団をかかりつけの医院によって層に分 ける.層別は，計数と推定量の精度の観点からみると，1票本設計の効 率を上げる.
^ Thompson, S.K.,1992, Sampling, J. Wiley & Sons, New York.
■層別分析 stratified analysis
ある変数または危険因子のあるアウトカム（結果）への影響を評価する 際に，他の変数を…定の値に固定して行う方法.たとえば，喫煙による 肺がん死への影響を，男女に分けて調べるなど.
?層別無作為化法shafif�hed randoniizQtbn =墻別ランダム化 _層別無作為抽出法st「a�h�h�h�hed random sampling
4層別を行ったあと，母集団の各層からそれぞれ無作為抽出を行う方法- ^ Foremann, E,K.,1991,Survey Sampling Principles, Marcd Dekker? New York. 醒層別ランタム化stratified randomizalion
f臨床試験で，ランダム割り付けの利点を犠牲にすることなく，重要な 特性についておよそのバランスを達成しつつ，各治療に患者を割り付け るために工夫された方法.?最小化法 ■層別ログランク検定stratified log-rank test
2つの群が年齢やその他の予後因Tで層別されている場分に，それぞれ の群に異なる治療を実施したときに，両群の生存状況を比較する方法.
k Collett, D.,1994, Modelling Survival Data in Medical Research, Chapman and Hall/CRC, Boca Raton, FL
圍双列相関係数 blsefial cofrelaHon coefficient
連続変数と2値変数の間の相関係数.?点双列相関 ^ Psyckometrika,1963, 28, 8J ^ 5.
_ 疏外係数 coefficien�h of alienation
2つの変数間の相関係数rに対して，1-#をこのような名前で呼ぶこ とがある.?決定係数 國族あたりの過誤率family -wise error rate
与えられた一連の推論を行ったときにどこかで誤りを犯す確率.畤 実験あたりの過誤率，多R比較検定法，比較ごとの過誤率 _属性変数categorical variable =カテゴリカル変数 ?測定誤差 measuremenf error
数値の読み取り，計算，もしくは記録の際の誤差.同じような条件下で 記録した測定値と，真の値との差.
_測定尺度 measurement scale
変数がとりうる値の範囲.変数の型に対していろいろな分類方法が提案 されているが，通常次の4つのカテゴリーを含んでいる.
?名義尺度：観測値を，順?のない定性的なカテゴリーへ分類する， たとえば診断，人種，生まれた?
?順序尺度：順序のある定性的なカテゴリーへの分類，たとえばある 状態に対する「軽度」，「屮程度」，「?度」のような分_
.間隔尺度：順序のある尺度で，スケール上の同じ大きさのカテゴリ 一間の差は，計測対象の特性の等しい差を反映しているもの，たと えば摂氏で表した温度
■比（例）尺度：其のゼn点をもつ間隔の尺度，たとえばケルビン温 度.
k American Statistician,1993, 47, 365-72.
圓底打ちf�h00r effect =床効果
■粗再生産率total fe「11hty rate =分計特殊出生率
圓粗死亡率crude death rate
i年の中ごろの人口で割った1年間の全死亡数.小数点以ドの桁が増え るのを防ぐために，通常，死亡率を10万倍して人L110万人あたりの死 亡数で結果を表す.たとえば，1999年の10万人あたりの死亡率は， ■ザンビア：2384 ?ミヤンマー：1239
?英国：1064
?メキシコ： 483 ?日本（訳者追加）：約780
である.粗死亡率は研究対象とした人口の実際に観測された死亡率を表 し，補正死亡率を算出するための出発点である.?年齢別死亡率， 死因別死亡率
^ Morton, R.F., Hebei, J.R. and McCarter, R.J., 1990, A Guide to Epidemiology and BiostahsUcs, 3rd edn, Aspen, Gaithersburg, MD.
■粗データ coarse data
データセットにおいて正確な値が観測できない場命に使われる用語.た とえば，1欠測?ゃ故意の修正があるデータなど.
_ソマ一ス'のc/係数Somers1 d
行と列が順序のあるカテゴリーであるような1分割表に対する相関の指 標の一つで，1つが反応変数を表し，もう1つが説明変数であるような 非対称な場合に適している.?ケンドールのT統_計量
^ Everitt, 1992, The Analysis of Contingency Tables^ 2nd edn, Chapman and Hall/CRCf Boca Raton, FL
_粗リスクcrude risk
ある個人が，死亡に関する他の?競合リスクの存在のもとで，与えられ た期間内に特定の疾患を発症する確率.たとえば，30歳の女性が60歳 までに乳がんを発症する確率などがその例である.=絶対リスク
圓損失関数loss func�hion?決定理論

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