2006/12/01

"Intercessory Prayer"動向(1/7) はじまり、そして二重盲検

ある人が別の人の健康のための祈れば、その別の人の健康に影響を及ぼすだろうか? この"intercessory prayer"について、Dr. Terence Hines["Pseudoscience and the Paranormal" 2nd edition, pp.378-381, 2003]が簡潔にまとめている。この記述をもとに、intercessory prayerの効果についての研究をたどってみたい。


始まりはGalton [1872]から

祈りの効果についての最初の研究は、Tankard[1984]によれば、Galton[1872]のよるものである。Galton(1822–1911)はCharles Darwinの従兄弟であり、統計学の創始者のひとりである。遺伝学についても研究があるが、現在につながる成果はない。優生学(Eugenics)という用語を作った人でもある。
そのGaltonの研究は、30歳までに死亡した人および事故死を除いた男性の平均寿命の職業別の値を見たものである。生死年のデータは、 memoir by Dr. Guy, in the (Vol. XXII. p.355)[表中の"平均"]および、Chalmersの伝記およびAnnual Registerの記録[Eminent Men]から。着目点は、病気の時のIntercessory Prayerではなく、日常的に祈りをささげている量の多い聖職者たちが、他の職業より長生きかどうかを見てみようというもの。

人数 平均 Eminent Men
王室 97 64.04
聖職者 945 69.49 66.42
弁護士 294 68.14 66.51
医療関係者 244 67.31 67.07
貴族 1,179 67.31
ジェントルマン 1,632 70.22
交易商業 513 68.74
海軍士官 366 68.4
文学・科学 395 67.55 65.22
陸軍士官 659 67.07
芸術 239 65.96 64.74


この結果について、Galtonは次のようにコメントしている:

The sovereigns are literally the shortest lived of all who have the advantage of affluence. The prayer has therefore no efficacy, unless the very questionable hypothesis be raised, that the conditions of royal life may naturally be yet more fatal, and that their influence is partly, though incompletely, neutralised by the effects of public prayers.

王室は富を持つ人々の中で文字通りに寿命が最短である。王室の寿命が自然の状態ではもっと短くて、公的な祈りの効果によって、不完全ながら影響を受けたという、非常に疑わしい仮説が成り立たない限り、祈りは従って効果はない。

It will be seen that the same table collates the longevity of clergy, lawyers, and medical men. We are justified in considering the clergy to be a far more prayerful class than either of the other two. It is their profession to pray, and they have the practice of offering morning and evening family prayers in addition to their private devotions. A reference to any of the numerous published collections of family prayers will show that they are full of petitions for temporal benefits. We do not, however, find that the clergy are in any way more long lived in consequence. It is true that the clergy, as a whole show a life-value of 69.49, as against 68.11 for the lawyers, and 67.31 for the medical men; but the easy country life and family repose of so many of the clergy are obvious sanatory conditions in their favour. This difference is reversed when the comparison is made between distinguished members of the three classes—that is to say, between persons of sufficient note to have had their lives recorded in a biographical dictionary. When we examine this category, the value of life among the clergy, lawyers, and medical men is as 66.42, 66.51, and 67.04 respectively, the clergy being the shortest lived of the three. Hence the prayers of the clergy for protection against the perils and dangers of the night, for protection during the day, and for recovery from sickness, appear to be futile in result.

同じ表で、聖職者と弁護士と医師の寿命を比較できる。聖職者は弁護士や意思と比べて、はるかに信心深い職種と考えることは正当である。祈ることが彼らの仕事である。そして彼らは個人的な礼拝に加え、朝夕に家族の祈りを捧げる。多数の公表された家族の祈りはどれも、現是利益への嘆願で満ち溢れていることを示している。しかしながら、聖職者たちが長生きだという結果を見出せない。確かに、弁護士68.11歳、医師67.31歳に対して、聖職者69.49歳である。しかし、聖職者の多くは気楽なカントリーライフにあって、家族の休息も可能であり、これは病気回復によい条件である。人名事典[表中のEminent Men]の記録による寿命を、聖職者と弁護士と医師で比較すると、それぞれ66.42歳、66.51歳、67.04歳であり、これら3つの職種でもっとも短くなっている。従って、夜の危険から守るための祈りや、昼の守りのための祈りや、病気回復の祈りは、結果として無駄に見える。


現在の感覚からわかりにくいが、都市住民の寿命が短いというのは、多くの時代で、欧州[都市墓場説 eg. 高橋美由紀]でも日本[eg. 鬼頭宏:人口から読む日本の歴史, 講談社学術文庫, pp178,186, 2000]でも同様だった。そのためカントリーライフが多い聖職者は寿命的に有利とみなされる。それでも、統計値によっては医師や弁護士に負けている。だから、祈りの効果があるようには見えないというのがGaltonのコメントである。



祈りの効果があったというByrd[1988]

Byrd[1988]は実験によって、Intercessory Prayerには効果があったことを確認したと主張した。その実験とは:
Between August 1982 and May 1983, 393 patients were entered into a prospective double blind randomized protocol to assess the therapeutic effects of intercessory prayer.

1982年8月から1983年の5月に、393名の患者がintercessory prayerの治療効果を調査するための二重盲検のランダムな手順に参加した。

All patients admitted to the coronary care unit at San Francisco General Hospital were eligible for entry into the study; 57 patients refused for personal reasons, religious convictions, and/or unwillingness to sign the informed consent.

San Francisco General Hospitalの冠状疾患集中治療室(CCU)に入院するすべての患者がこの調査の参加候補であった。57人の患者が個人的理由や宗教的信念やインフォームドコンセントへの署名拒否などにより、参加を拒否した。

Before entry, the nature of the project was fully explained to each patient and informed consent was obtained. Patients were randomly assigned (using a computer-generated list) either to receive or not to receive intercessory prayer. The patients, the staff and doctors in the unit, and I remained "blinded',' throughout the study. As a precaution against biasing the study, the patients were not contacted again. It was assumed that some of the patients in both groups would be prayed for by people not associated with the study; this was not controlled for. Thus some of the patients in the control group would be prayed for, whereas all of the patients in the prayer group would be.

参加にあたり、調査プロジェクトの性質の完全な説明をすべての患者に行い、インフォームドコンセントを得た。コンピュータが生成したリストを使って、患者たちをランダムに、Intercessory Prayerを受ける・受けないに振り分けた。調査の間、患者と治療関係のスタッフと医師および私は、患者がどちらに振り分けられたか知らない状態におかれた。調査が偏ることを予防するために、患者には最初の説明以後、連絡はとられなかった。患者たちの中には受ける・受けないのどちらに振りかけられたかにかかわらず、調査に関係ない人からの祈りを受ける可能性を仮定した。これは制御できない。従って、祈りを受ける介入群の患者すべてが祈りを受けたのに対して、対照群(受けない)の患者の中には祈りを受けたものもいたかもしれない。


そして、二重盲検な調査の結果は次のようなものだった。実験参加前の状態は介入群と対照群で有意差がないことが示される:
         Byrd[1988]   TABLE 1. 実験前の患者の状態

介入群 対照群
(n = 192) (n = 201) P
年齢(平均±標準偏差) 58.2 ± 14.8 60.1 ± 15.0 NS
女性 65 63 NS
男性 127 138 NS
時間 (日単位, 平均±標準編纂)* 0.9 ± 1.2 0.9 ± 1.1 NS
実験前の心臓疾患 % (No.) % (No.) P
Congestive heart failure 33 (63) 33 (66) NS
Cardiomegaly 32 (62) 32 (64) NS
prior myocardial infarction 30 (57) 26 (50) NS
Acute myocardial infarction 27 (51) 29 (58) NS
Unstable angina 25 (48) 30 (61) NS
Chest pain, cause unknown 19 (36) 15 (31) NS
Acute pulmonary edema 13 (25) 13 (27) NS
Syncope 11 (21) 6 (12) NS
Cardiomyopathy 8 (16) 9 (17) NS
Supraventricular tachyarrhythmia 8 (15) 12 (24) NS
VT/VF 8 (14) 9 (17) NS
Intubation/ventilation 6 (11) 10 (19) NS
Valvular heart disease 5 ( 8) 8 (15) NS
Hypotension (systolic <90 torr) 4 ( 8) 5 (10) NS
Cardiopulmonary arrest 4 ( 8) 6 (12) NS
Third-degree heart block 2 ( 3) 1 ( 1) NS
実験前の心臓以外の疾患 % (No.) % (No.) P
Diabetes mellitus 8 (16) 9 (18) NS
COPD 8 (15) 10 (19) NS
Gastrointestinal bleeding 5 (10) 2 ( 3) NS
Severe hypertension 5 (10) 7 (13) NS
Pneumonia 5 ( 9) 4 ( 7) NS
.Chronic renal failure 4 ( 8) 4 ( 8) NS
Trauma 4 ( 7) 3 ( 6) NS
Cerebrovascular accident 4 ( 7) 2 ( 4) NS
Drug overdose 3 ( 5) 3 ( 5) NS
Sepsis 2 ( 3) 2 ( 4) NS
Cirrhosis of the liver 2 ( 9) 1 ( 2) NS
Pulmonary emboli 1 ( 2) 1 ( 1) NS
Systemic emboli 1 ( 2) 0 ( 0) NS
Hepatitis 0 ( 0) 1 ( 2) NS
*;CCU入院から乱数振り分けまでの時間

続いて、実験後の状態について29項目を比較し、そのうち6項目に有意差があったと判明:
   Byrd[1988] TABLE 2. Intercessory Prayerの結果

介入群 対照群 P
参加後のCCU滞在日数 2.0 ± 2.5 2.4 ± 4.1 NS
参加後の入院日数 7.6 ± 8.9 7.6 ± 8.7 NS
退院時処方数 3.7 ± 2.2 4.0 ± 2.4 NS
参加後の新たな問題・治療効果 % (No.) % (No.) P
Antianginal agents 11 (21) 10 (19) NS
Unstable angina 10 (20) 9 (18) NS
Antiarrhythmics 9 (17) 13 (27) NS
Coronary angiography 9 (17) 11 (21) NS
VTNF 7 (14) 9 (17) NS
Readmissions to CCU 7 (14) 7 (14) NS
Mortality 7 (13) 9 (17) NS
Congestive heart failure 4 (8) 10 (20) <0.01
Inotropic agents 4 (8) 8 (16) NS
Vasodilators 4 (8) 6 (12) NS
Supraventricular tachyarrhythmia 4 (8) 8 (15) NS
Arterial pressure monitoring 4 (7) 8 (15) NS
Central pressure monitoring 3 (6) 7 (15) NS
Diuretics 3 (5) 8 (15) <0.01
Major surgery before discharge 3 (5) 7 (14) NS
Temporary pacemaker 2 (4) 1 ( 1) NS
Sepsis 2 (4) 4 ( 7) NS
Cardiopulmonary arrest 2 (3) 7 (14) <0.01
Third-degree heart block 2 (3) 1 ( 2) NS
Pneumonia 2 (3) 7 (13) <0.01
Hypotension (systolic <90 torr) 2 (3) 4 ( 7) NS
Extension of infarction 2 (3) 3 ( 6) NS
Antibiotics 2 (3) 9 (17) <0.01
Permanent pacemaker 2 (3) 1 ( 1) NS
Gastrointestinal bleeding 1 (1) 2 ( 3) NS
Intubation/ventilation 0 (0) 6 (12) <0.01
NS = P > .05;
VT/NF = ventricular tachycardia or ventricular fibrillation
そして、Byrd[1988]はこの表をまとめなおし、
Byrd[1988] TABLE 3: スコアリング結果

介入群   対照群
(n = 192) (n = 201)
P
良い 163 147
中間 2 10
悪い 27 44
<0.01



Tessman and Tessman [2000]はByrd[1988]を撃墜する

Tessman and Tessman [2000]はByrd[1988]の研究には重大な問題があると指摘した:
Byrd's Table 3, which might best have been constructed by a panel of "blinded" doctors, was constructed by Byrd alone.
...
Byrd was no longer blinded when he determined the answer to the key question of which did better, the intercessory prayer group or the control group (Byrd, personal communication).
...
the criteria he chose for evaluating the patients' outcomes were formulated after the data were collected and when Byrd was unblinded. That is an unreliable approach. The criteria should have been selected before the start of the study.

ByrdのTable 3は、介入群か対照群であるかを知らない医師たちによって作成されればよかったのだが、実際にはByrdひとりで作成された。
...
介入群か対照群のどちらが良かったかというキーとなる点について答えを決めるときには、Byrdは患者がどちらの群にいたのか知っていた。
...
患者の結果を評価するための規準の選定は、データが収集され、Byrdが患者がどちらの群にいたのか知った後になされた。これは信頼できないアプローチだ。規準は研究の開始時点で選定されているべきだ。
すなわち、Byrdは介入群が良くなったという結果が出るように、良くなったことの規準を後から定めた形になっている。


さらに、Tessman and Tessman [2000]は指摘する:
The claim of blindedness is erroneous in yet another respect (one aspect of which has already been mentioned [Witmer and Zimmerman 1991]). In his acknowledgments, Byrd thanks "Mrs. Janet Greene for her dedication to this study," but without any elaboration of her role. In a later publication (Byrd with Sherrill 1995) we leam that Janet Greene was hired "... to be our coordinator.... Janet entered names of all the volunteer patients into a computer that randomly divided them into two groups. ... half of the patients--only Janet knew who they were--were prayed for daily by our intercessors.... She kept derailed records of all patients in both groups." Thus the very coordinator of the study was completely unblinded. Once patients were assigned to one of the two groups, Greene should have had no further contact with the hospital.

別の点でも二重盲検になっていない([Witmer and Zimmerman 1991]が既に言及済み)。Byrdの謝辞には「Mrs. Janet Greeneに感謝する」とだけあって、役割が書かれていなかった。しかし、後の文献[Byrd and Sherrill 1996]では、Janet Greeneがコーディネータとして雇われ、Jaetがボランティア患者の名前を入力し、ランダムに2群に振り分けた。半数は我々のintercessorsによって祈られた。いずれの群にいるかはJanetだけが知っていた。彼女は両群の全患者の記録をつけた。従って、コーディネーター自身はまったく盲検状態にはなかった。患者がいったんどちらかの群に振り分けられたら、Greeneは病院とコンタクトをとるべきではなかった。
病院でのコーディネーターが盲検状態になくて、患者の記録もつけていた。

従って、Tessman and Tessman [2000]は、Byrd[1988]の実験は二重盲検が成り立っておらず、信頼できないと結論した。


祈りの効果がちょっとあったというHarris et al.1999]

Byrd[1988]の持つ二重盲検の甘さを排除する形で実験をデザインしたのがHarris et al.[1999]だった。彼らは12ヶ月の実験期間に、Kansas CityのMid America Heart Institute (MAHI)のCCUに1日以上入院した患者(Intercessorを割り当てるまでの時間が1日かかるため)を対象として、二重盲検が破れないように以下の方法をとった。


  • 日次でコンピュータを通して牧師の秘書が患者を、患者番号末尾一桁が偶数と奇数で、介入群と対照群に分ける。
  • 牧師の秘書は、intercossory prayerチームリーダーに患者の名前を告げる。ただし、牧師の秘書は、患者の症状や個人情報を見ることなく、チームリーダに渡す。その後は、牧師の秘書は、患者やCCUスタッフやデータ収集担当や統計担当などとコンタクトしない。
  • チームリーダは4名のintercessorを割り当て、"迅速な病気回復"を祈らせる。
  • 患者の統計や入院診断は病院コンピュータシステムから入手する。
  • CCUおよび病院入院期間や臨床結果の状況は、介入群と対照群のどちらに分類されたかを知らされていない医者・調査者によって、患者退院後に入院期間全体を振り返る形でレビュー・評価する。
  • 治療効果のスコアリング規準を予め定める

Byrd[1988]に対してTessman and Tessman [2000]が指摘したような問題はクリアされている。
       Harris1[1999]

CCUに入院: N=1019
移植手術を除外: N= 6
残りN=1013をランダム振り分け: 介入群N=484, 対照群N=529
入院24時間以下を除外:     介入群N= 18, 対照群N= 5
実験参加: 介入群N=466, 対照群N=525

あらかじめ定められたスコアリング基準は:
Harris et al.[1999] Table 1. Mid America Heart Institute -
Cardiac Care Unit (MAHI-CCU) Scoring System "Score Comorbid Conditions"

  1. Need for antianginal agents, antibiotics, arterial monitoring, or catheterization; development of unstable angina
  2. Need for antiarrhythmic, inotropic, diuretic, or vasodilator drugs; development of pneumonia, atrial fibrillation, supraventricular tachycardia, hypotension, or anemia requiring a transfusion
  3. Need for a temporary pacemaker, Swan-Ganz catheterization, an implanted cardiac defibrillator, an electrophysiology study, radiofrequency ablation, or an interventional coronary procedure (ie, a percutaneous transluminal coronary angioplasty); development of third-degree heart block, extension of infarct, or gastrointestinal bleed; or readmission to the cardiac care unit
  4. Need for a permanent pacemaker, an intra-aortic balloon pump, major surgery (of any kind), percutaneous transluminal coronary angioplasty with stent placement and/or rotablator, or intubation/ventilation; development of congestive heart failure, ventricular tachycardia,ventricular fibrillation, or sepsis
  5. Cardiac arrest
  6. Death


そして、二重盲検な調査の結果は次のようなものだった。実験参加前の状態は介入群と対照群で有意差がないことが示される:
       Harris1[1999] Table 2. CCU入院時の共存症
対照群 介入群 P
(n = 524) (n = 466)
n % n %
Coronary artery disease 319 (60.9) 282 (60.5) .96
Congestive heart failure 82 (15.6) 68 (14.6) .71
Cardiomegaly 3 ( 0.6) 5 ( 1.1) .49
Prior myocardial infarction 91 (17.4) 69 (14.8) .31
Acute myocardial infarction 234 (44.7) 215 (46.1) .69
Unstable angina 134 (25.6) 110 (23.6) .52
Chest pain 14 ( 2.7) 16 ( 3.4) .61
Acute pulmonary edema 22 ( 4.2) 12 ( 2.6) .22
Syncope 10 ( 1.9) 9 ( 1.9) .84
Cardiomyopathy 67 (12.8) 63 (13.5) .81
Supraventricular tachycardia 8 ( 1.5) 3 ( 0.6) .31
Ventricular tachycardia 22 ( 4.2) 22 ( 4.7) .81
Valvular disease 31 ( 5.9) 21 ( 4.5) .40
Hypertension 297 (56.7) 253 (54.3) .49
Hypotension 11 ( 2.1) 20 ( 4.3) .07
Cardiac arrest 25 ( 4.8) 20 ( 4.3) .83
Heart block 5 ( 1.0) 9 ( 1.9) .30
Diabetes 115 (22.0) 93 (20.0) .49
Chronic obstructive pulmonary disease 81 (15.5) 85 (18.2) .28
Gastrointestinal disease 22 ( 4.2) 22 ( 4.7) .81
Pneumonia 12 ( 2.3) 14 ( 3.0) .62
Chronic renal failure 62 (11.8) 50 (10.7) .66
Cardiac trauma 3 ( 0.6) 3 ( 0.6) .99
Cerebrovascular accident 22 ( 4.2) 18 ( 3.9) .92
Drug toxic effects 1 ( 0.2) 3 ( 0.6) .35
Sepsis 5 ( 1.0) 8 ( 1.7) .44
Cirrhosis 1 ( 0.2) 1 ( 0.2) .99
Pulmonary embolism 2 ( 0.4) 2 ( 0.4) .99
Liver disease 2 ( 0.4) 0 ( 0.0) .50
Hypothyroidism 28 ( 5.3) 32 ( 6.9) .38
Atrial fibrillation 45 ( 8.6) 41 ( 8.8) .99

続いて、実験後の状態について35項目を比較し、そのうち1項目に有意差があったと判明:
Harris1[1999] Table 3. Intercessory Prayerの効果
(Mid America Heart Institute-CCUのスコア成分)

対照群 介入群 P
(n = 524) (n = 466)
n % n %
Antianginal agents 59 (11.3) 47 (10.1) .62
Antibiotics 82 (15.6) 77 (16.5) .77
Unstable angina 4 ( 0.8) 1 ( 0.2) .38
Arterial monitor 42 ( 8.0) 32 ( 6.9) .57
Catheterization 180 (34.4) 162 (34.8) .94
Antiarrhythmics 56 (10.7) 50 (10.7) .94
Inotropes 76 (14.5) 69 (14.8) .96
Vasodilation 78 (14.9) 59 (12.7) .36
Diuretics 112 (21.4) 97 (20.8) .89
Pneumonia 10 ( 1.9) 12 ( 2.6) .62
Atrial fibrillation 17 ( 3.2) 12 ( 2.6) .66
Supraventricular tachycardia 6 ( 1.1) 2 ( 0.4) .29
Hypotension 7 ( 1.3) 8 ( 1.7) .82
Anemia/transfusion 66 (12.6) 50 (10.7) .42
Temporary pacer 16 ( 3.0) 13 ( 2.8) .95
Third-degree heart block 1 ( 0.2) 2 ( 0.4) .60
Readmit to cardiac care unit 22 ( 4.2) 25 ( 5.4) .48
Swan-Ganz catheter 172 (32.8) 123 (26.4) .03
Implanted cardiac defibrillator 6 ( 1.1) 10 ( 2.1) .32
Electrophysiology study 15 ( 2.9) 10 ( 2.1) .61
Radiofrequency ablation 8 ( 1.5) 2 ( 0.4) .11
Extension of infarct 2 ( 0.4) 0 ( 0.0) .50
Gastrointestinal bleed 12 ( 2.3) 5 ( 1.1) .22
Interventional coronary procedure 155 (29.6) 121 (26.0) .21
PTCA alone 69 (13.2) 62 (13.3) .95
PTCA with stent and/or rotablator 86 (16.4) 59 (12.7) .10
Permanent pacer 21 ( 4.0) 12 ( 2.6) .28
Congestive heart failure 17 ( 3.2) 19 ( 4.1) .60
Ventricular fibrillation/tachycardia 12 ( 2.3) 10 ( 2.1) .95
Intra-aortic balloon pump 20 ( 3.8) 12 ( 2.6) .36
Major surgery 76 (14.5) 51 (10.9) .11
Sepsis 7 ( 1.3) 7 ( 1.5) .96
Intubation/ventilation 27 ( 5.2) 26 ( 5.6) .88
Cardiac arrest 6 ( 1.1) 5 ( 1.1) .84
Death 46 ( 8.8) 42 ( 9.0) .99
これをまとめたものが:
Harris1[1999] Table 4. MAHI-CCUスコアと入院期間

対照群 介入群 差異の P
(n = 524) (n = 466) 比率
平均±標準偏差 平均±標準偏差 (%)
MAHI-CCUスコア 7.13±0.27 6.35±0.26 -11 0.04
単純MAHI-CCUスコア*1 3.00±0.10 2.70±0.10 -10 0.04
CCU入院日数*2 1.23±0.09 1.12±0.08 -9 0.28
病院入院日数*2 5.97±0.29 6.48±0.54 +9 0.41

*1164153236*1:イベント件数の単純和
*1164153237*2:CCU入院1日後からの退院までの日数


さらに、Byrdスコアにして:
Harris1[1999] Table 5. ByrdスコアによるIntercessory Prayerの効果

対照群 介入群 P
(n = 524) (n = 466)
n % n %
良い 338 (64.5) 314 (67.4)
中間 71 (13.5) 63 (13.5)
悪い 115 (21.9) 89 (19.1)
P=0.29

ほとんど有意差の見られない数値が結果として表示されている。この結果からHarris et al.[1999]は次のような結論を得ている:
The primary predefined end point in this trial was the weighted MAHI-CCU score (Table4). We found an 11% reduction in scores in the prayer group (6.35 ± 0.26) compared with the usual care group (7.13 ± 0.27) (P = .04). Using the unweighted MAHI-CCU score, which simply counted elements in the original scoring system without assigning point values, the prayer group had 10% fewer elements (P = .04) than the usual care group. There were no statistically significant differences between groups for any individual component of the MAHI-CCU score (Table 3). Mean lengths of stay in the CCU and in the hospital (after initiation of prayer) were not different (Table 4), and median hospital stay was 4.0 days for both groups. There were 2 patients in the prayer group whose hospital stays were approximately twice as long (137 and 161 days) as those of any other patient in the study. Without these 2 patients, length of hospital stay for the prayer group dropped from 6.48 ± 0.54 days to 5.84 ± 0.31 days. Neither was significantly different from the length of stay
in the usual care group (5.97 ± 0.29 days). There was no significant difference between groups using Byrd’s hospital course score (Table 5).

予め定めた主たる到達点は、重み付きMAHI-CCUスコア(Table 4)である。介入群(6.35±0.26)は、対照群(7.13±0.27)と比べて、P=0.04で11%小さいことがわかった。重みなしMAHI-CCUスコア、すなわちイベント単純和では、P=0.04で介入群が10%小さかった。MAHI-CCUの個々のスコア(Table 3)については、統計的に有意な差は見られなかった。CCU入院および病院入院期間の平均には大差は見られず、いずれの群もメジアンは4.0日程度であった。他の患者たちよりも非常に長く(137日および161日)入院した患者が2名いた。この2名を除けば、介入群の入院日数は6.48±0.54日から、5.8±0.31日に短縮されるが、いずれにせよ対照群の5.97±0.29日と違いはない。Byrdのスコアを使うと(Table 5)、介入群と対照群に差異は見られない。
...と介入群と対照群にほとんど差異が見られないと書いている。その上での結論が:
In conclusion, using the MAHI-CCU scoring system, we found that supplementary, remote, blinded, intercessory prayer produced a measurable improvement in the medical outcomes of critically ill patients. Our findings support Byrd’s conclusions despite the fact that we could not document an effect of prayer using his scoring method. With 2 randomized, controlled trials now suggesting the possible benefits of intercessory prayer, further studies using validated and standardized outcome measures and variations in prayer strategy are warranted to explore the potential role of prayer as an adjunct to standard medical care.

結論として、MAHI-CCUスコアリングシステムを用いて、我々は遠隔かつ盲検なIntercessory Prayerが、重篤な患者の治療結果に計測可能な改善をもたらすことを発見した。Byrdのスコアリングシステムを使った場合はIntercessory Prayerの効果が見られなかったが、我々の調査結果は、Byrdの結果を支持するものであった。これらの2つのランダム化された、制御された実験は、Intercessory Prayerの効果の可能性を示唆するものである。そして、認められ標準化された結果処理方法と祈りのバリエーションを使って、標準的な治療の補助的手段としてIntercessory Prayerの潜在的役割を調査できること保証するものである。
結果の数値のしょぼさの割には、言葉だけで、Intercessory Prayerの効果を主張した結論である。


Tessman and Tessman [2000]はHarris et al.[1999]を撃墜する

このHarris et al.[1999]にもTessman and Tessman[2000]が批判を加えている。論点は3点。まずは、そもそも"早い回復"を祈ったのだから、入院期間を見るべき:
Let us therefore look first at the speed of recovery. The length of stay in the coronary care unit decreased 9 percent in the prayer group, but with P = 0.28; the length of hospital stay increased by 9 percent in the prayer group, but with P = 0.41 (their Table 4). Thus, by either measure the large P values indicate that the results are quite consistent with a null effect; thus there is no evidence that intercessory prayer confers any benefit (or harm) in speed of recovery.

したがって、最初に回復の速度を見よう。介入群(祈られたグループ)のCCU入院期間の方が9%短かったが、P=0.28で有意ではなかった。病院入院期間は介入群が9%長くなったが、P=0.41で有意ではない(Table 4)。従って、Pが非常に大きいので、何の効果もなかったという結果を示している。従って、Intercessory Prayerが回復速度に対して効果がある(あるいは害がある)という証拠はない。


続いて、全体スコアについて、ひとつは効果あり・もうひとつは効果なしだという点:
Next we examine the results for two types of global scores. One is the Mid America Heart Institute-Cardiac Care Unit (MAHI-CCU) weighted score (their Table 4) for the thirty-four adverse conditions. They call this score the "primary predefined end point" of their study. It shows an 11 percent advantage to the intercessory prayer group with P = 0.04.

次に、我々は2種類の全体スコアの結果を見よう。ひとつめは34項目についてまとめた、MAHI-CCU重み付きスコア(Table 4)である。彼らはこのスコアを彼らの研究の"予め定めた主たる到達点"と呼ぶ。それは介入群(Intercessory Group)に11%のアドバンテージのあるP=0.04の有意な結果だ。

Another type of global score arises from an evaluation of overall outcomes judged by a blinded panel to be either good, intermediate, or bad, each based on Byrd's criteria. Whereas Byrd found a significant difference (P [less than] 0.01) in good and bad outcomes in favor of the prayer group, Harris et al., using the same criteria, find no significant difference (P = 0.29, Harris's Table 5). Thus, not only do these results of Harris et al. fail to confirm the significant differences found by Byrd, they constitute a second set of results (the first being on speed of recovery) that shows no significant effects of intercessory prayer.

もうひとつの全体スコアは、Byrdの基準にによる良い・中間・悪いを、盲検な担当者たちにより判断された結果の評価である。ByrdはIntercessory Prayerグループの方が良いという、P<0.01の非常に顕著な差異を発見した。しかし、Harris et al(Table 5)は同じ方法を使って、P=0.29で有意な差を見出していない。従って、これらのHarris et alの結果は、Byrdが見つけた顕著な差異を確認できず、Intercessoru Prayerの効果が見られないことを示す、もうひとつの結果となっている。

最後の論点は、効果あり1に対して、効果なし2という結果なのに、効果ありと結論するのは間違いだというもの:
Thus Harris et al. make three major tests of the efficacy of intercessory prayer: speed of recovery scores (Table 4), MAHI-CCU global scores (Table 4), and outcome scores (Table 5). On the basis of just the MAHI-CCU scores taken alone with its barely significant P = 0.04 value, Harris et al. conclude there is a beneficial effect of intercessory prayer.

このように、Harris et al.はIntercessory Prayerの有効性について3つの懸賞を行った:回復の速さのスコア(Table.4)と、MAHI-CCU全体スコア(Table.4)と結果スコア(Table.5)である。そして、有意性ぎりぎりのP=0.04のMAH-CCUスコアだけを取り出して、Harris et al.はIntercessory Prayerが有益な効果があると結論した。

This argument is simply fallacious: where there are multiple tests it is incorrect to single out just one, ignoring others with large P values that indicate no significant differences between the groups tested. For example, if the three tests were completely independent, the probability that at least one of the three would show P= 0.04 purely by chance would be 1 - 0.96 = 0.12, which is well above the conventional maximum value of 0.05 for significance. Though the tests are not independent, it is clear that the overall probability of observing that just one of these three tests favors intercessory prayer with P as low as 0.04 is well explained by pure chance.

この論はただの間違いである:複数のテストを行って、群間の検証で有意な差のない大きなP値になった2つを無視して、1個だけを取上げるのは正しくない。例えば、この3つのテストがまったく独立であるなら、少なくとも1つのテストがP=0.04を示すのはP値=0.12であって、有意性の基準である0.05を超えてしまっている。テストは独立ではないが、3つのテストで1つがIntercessory Prayerを有効だとするP値0.04が出てくるのは、ただの偶然で説明がつく。


かくて、Tessman and Tessman[2000]によって、Intercessory Prayerの効果があるという有名な研究Byrd[1988]も新たな研究Harris et al.[1999]も、効果を証明したことにはならないことが示された。

なお、Byrd[1988]に対してPosner[1990]が、またHarris et al.[1999]に対してPosner[2000]が同様の批判を加えている。

これだけがIntercessory Prayerをめぐる研究ではない。Dr. Terence Hines[2003]は他にも幾つかの"効果があった"という研究と"それは間違いだ"という批判を紹介している。それらについては、次回に。


References

Byrd, R.C.: "Positive Therapeutic Effects of Intercessory Prayer in a Coronary Care Unit Population", Southern Medical Journal, 81, 826-29, 1988.[コピー]

Byrd, R C. with J. Sherrill: "The therapeutic effects of intercessory prayer.", Journal of Christian Nursing 12(1): 21-23, 1995

Galton, F., "Statistical Inquiries into the Efficiency of Prayer", Fortnightly Review, 80, 509-514, 1872.[コピー]

Harris, W.S., M. Gowda, J.W. Kolb: "A Randomized, Controlled Trial of the Effects of Remote , Intercessory Prayer on Outcomes in Patients Admitted to the Coronary Care Unit", Archives of Internal Medicine, 159, 2273-78, 1999. [コピー]

--- Correction, Archives of Internal Medicine, 160, 1787, 2000.
Humphrey, N.:"The Power of Prayer", Skeptic Inquirer, 24(3), 61, 2000.


Posner GP: "God in the CCU?: A critique of the San Francisco hospital study on intercessory prayer and healing", Free Inequiry, 1990.

Posner GP: "Another controversial effort to establish the medical efficacy of intercessory prayer", The Scientific Review of Alternative Medicine, 4(1), 2000.

Tankard, J.W., The Statistical Pioneers, Cambridge, Mass: Schenkman Publishing, 1984.

Tessman, I. and J. Tessman: "Efficacy of Prayer: A Critical Examination of Claims", Skeptic Inquirer, 24(2), 31-33, 2000.[
コピー]

Witmer, J., and M. Zimmerman: "Intercessory prayer as medical treatment? An inquiry.", Skeptical Inquirer 15(2): 177-180, 1991.

タグ:祈り
posted by Kumicit at 2006/12/01 09:14 | Comment(0) | TrackBack(0) | Prayer&Magic | このブログの読者になる | 更新情報をチェックする
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