無作為化か観察か：禁煙支援を誰が選んだか読む

分類内では同じ割合、全体では違う構成

全て架空。3か月後の同じ直近7日間の紙巻きの質問で、全回答が既知。分子は該当者、分母はその欄の人数。因果推定ではありません。

選択前の状態	メッセージを選択	メッセージを非選択
計画を準備済み	10/50＝20％	30/150＝20％
計画を準備中	15/150＝10％	5/50＝10％
合計	25/200＝12.5％	35/200＝17.5％

架空の見出しを計算し直す

数字は全て架空で、実際のSMS支援の証拠ではありません。成人は同じ初期情報を受け、支援メッセージを自分で選びます。無作為割付はありません。選択前に計画を用意した人と、まだ準備している人に分類したとします。分類と数字は説明用で、実際の準備や禁煙割合の主張ではありません。

3か月後、全員へ直近7日間に紙巻きたばこを吸わなかったか同じ質問をし、全回答が既知とします。利用者で該当するのは計画あり10/50、準備中15/150、合計25/200＝12.5％。非利用者は30/150と5/50、合計35/200＝17.5％です。見出しは利用者が5ポイント低いと書くかもしれません。

しかし開始時の分類内では10/50も30/150も20％、15/150も5/50も10％です。この架空の全体差は構成の違いで、利用者には10％の分類が多くあります。計算の説明であり、現実のメッセージが有害とも、この比較が因果効果ゼロを識別したともいえません。

この例の要約は『自分で選んだ利用者の全体の観察割合は低く、開始時の構成が違った』であり、『メッセージが禁煙を減らした』ではありません。無作為の結果、区間や現実の証拠は提示していません。公開方法と集計表だけで読め、個人の喫煙歴や健康情報は不要です。

一つの分類で交絡が全て消えるわけではない

Cochraneは介入選択と結果に共通する原因を交絡として説明します。適切な解析で記録した開始時の要因を考慮できても、未記録、測定誤差、モデルの仮定は残ります。一つの層を見ただけでは全てを調整した証明になりません。介入後に変化した変数で調整すると偏りを加えることもあります。

実際には利用前に何をどう測定し、なぜその解析が適切なのかを読みます。追跡開始と両群の測定方法も確認します。『大規模』『調整済み』だけでは足りず、別の選択パターンなら利用者が良く見える方向もありえます。

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割付の仕組みを変えると、問いが変わる

別の試験ではメッセージの提供を無作為に割り付け、登録確認まで次の割付を隠せます。自選した利用者ではなく、割り付けた提供を比較します。適切な実施なら開始時の予後要因が割付を決めず、測定していない要因も含め、平均的に開始時の比較可能性が保たれます。ただし実際の各標本で厳密な均衡を保証しません。偶然と整合する不均衡だけで割付の失敗とはいえません。

割付前の隠蔽と後の盲検化は別です。入院順の交互割付や誕生日は、予測できない無作為の列の代わりになりません。名称でなく実際の方法を読んでください。

欠測、異なる測定や結果の選択は無作為化試験にも残ります。実際の利用で組み直す、使わなかった人を除くと選択を再導入しかねません。割付効果と介入に従う効果は別の問いで、適切な解析と欠測の仮定が必要です。

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