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かずまささわなか
5 years ago
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1 日本製薬工業協会シンポジウム臨床試験の欠測データの取り扱いに関する最近の展開と今後の課題について - 統計手法 estimand と架空の事例に対する流れの整理 - (2) Selection Model, MMRM の解説医薬品評価委員会データサイエンス部会タスクフォース4 欠測のあるデータに対する解析方法論 SASプログラム検討チーム塩野義製薬株式会社藤原正和株式会社大塚製薬工場大江基貴

2 発表構成尤度を用いた方法 Selection Model(SM) MAR の場合 MNAR の場合 MMRM(Mixed effect Models for Repeated Measures) モデルの概要用語の混乱について特定が必要なものシミュレーションデータの解析マクロの紹介解析結果例数設計の方法 2

3 記号の定義対象となるデータ : 経時データ ( 連続値 ) : 被験者の ( 計画された ) 測定時点 : 被験者数 : 観測データ : 欠測データ欠測識別変数被験者の時点でのデータが観測被験者の時点でのデータが欠測単調な欠測の場合, 被験者は時点で脱落, 完了例は, 3

4 尤度を用いた方法欠測のあるデータの尤度応答変数欠測識別変数完全データの尤度 (Full Data Likelihood) 両方の尤度の寄与を考えなくてはならない完全データの尤度は, 欠測データも含む. 観測データの尤度 (Observed Data Likelihood) 尤度を用いた方法では, 観測データの尤度に基づいて推測を行う. 4

5 SM(Selection Model) SM(Selection Model) とは完全データの尤度が, 以下のように分解されることを想定. 応答変数の分布のパラメータ Type (i) の仮定 Type (i) の仮定第 2 項が, 観測された集団または欠測した集団への個人の選択をモデル化していると解釈できるため, Selection Model と呼ばれる. SM における観測データの尤度 5

6 MAR の場合の SM 観測データの尤度 MAR の定義観測データの対数尤度の推定に必要な部分 6

7 MAR の場合の SM Ignorability 尤度の枠組みで推測を行うことを前提として, MARのもとでは, に関する推測を, 欠測過程を含めない尤度に基づいて行うことができる. 直接尤度 (Direct Likelihood:DL) と呼ばれる欠測データを無視するという意味ではないことに注意. 他のアプローチでの Ignorability Bayes 流アプローチでも同様に成り立つ. 頻度流のアプローチ ( 最小 2 乗法,GEE など ) では,MCAR の場合でなければ成り立たない (Verbeke & Molenberghs, 1997). 7

8 MNAR の場合の SM 観測データの対数尤度を推定するためには, 積分計算が必要測定過程に関する尤度欠測過程に関する尤度両方をモデル化しなくてはならない Ignorable ではない! 8

9 MNAR の場合の SM 欠測過程のモデル化 (Type(i) の仮定 ) ここでは,Diggle & Kenward (1994) のモデルを紹介する. 単調な欠測, ベースライン測定値は欠測がないことを仮定. 時点における測定値が欠測であるか否かが, その1 時点前の測定値とその時点の測定値に依存して決まるモデル欠測? ベースライン時点時点あくまで, モデルの一つであることに注意このモデルは,Non-Future Dependence (NFD) の仮定を満たしている. 詳細は,(3)Pattern-Mixture Model の解説で. 9

10 MNAR の場合の SM モデルの解釈 MNAR MAR MCAR 感度分析との関係欠測過程のモデルを信じる立場 : を推定 Type(i) の仮定であることを強調 : は解析者が設定いろいろなモデルを試すということ 10

11 MNAR の場合の SM 欠測過程のモデルを信じる立場欠測過程のモデルは真であると考える. 非線形最適化法で, 欠測過程のモデルも含めてデータにフィッティングしたときの, の推定値を解釈する. 例えば,( 信頼区間等の評価で ) の推定値が 0 に近ければ,MAR の想定は妥当かもしれない. Type(i) の仮定であることを強調欠測過程のモデルの妥当性が分からないことを, まずは認める. に適当な数値を代入 (= 0 以外は,MNAR モデルを想定 ) したもとで, 非線形最適化法で欠測過程のモデルも含めてデータにフィッティングし, MAR の場合の SM と解析結果がどのように変わるかを確認する. 例えば, MAR の場合の SM と解析結果があまり変わらなければ,MAR 想定の解析で十分かもしれない. 11

12 MMRM の位置づけ SM の一つの形式 MAR を仮定したもとで,DL に基づいて推測を行うことができる. SM の中での位置づけ欠測過程を含まない観測データの尤度 (DL) MCAR MAR MNAR の場合は, そのまま最大化により, の一致推定値を得ることができる. LMM(Linear Mixed Model) を想定する MMRM 12

13 LMM(Linear Mixed Model) LMM(Linear Mixed Model)(Laird & Ware, 1982) ここに,, は, 変量効果間の分散共分散行列は, 被験者の誤差の分散共分散行列 : 被験者を表す添え字一般的な欠測を伴うデータ ( 個の繰り返し測定 ) の解析ではここに,, 変量効果は 1 変量 ( 被験者 ) のみ誤差は被験者間で共通の分布に従い, 測定値間で独立. さらに等分散と想定. 13

14 MMRM の位置づけ LMM の周辺モデル周辺モデルから示唆される重要な特徴変量効果のバラつきを, 周辺分散の一部と解釈することができるの構造としてまとめてパラメータ化すれば, 変量効果を明示的にモデリングせずともよい. 周辺モデルでは, 多変量正規分布が想定される. Mallinckrodt et al.(2001) は, 上記のように解釈した LMM を MMRM と呼んだ. 14

15 一般的な SM と MMRM の違い簡単のため,balanced データでとする. 周辺分散 MMRM 周辺分散 ( 誤差分散 ) を直接にパラメータ化 Compound Symmetry 例えば,Unstructured 15

16 用語の混乱 Mixed Model という言葉を含んでいるが変量効果 ( 変量切片 ) を明示的に指定しない. SAS による実装で, 一般に RANDOM STATEMENT は使わない. 変量切片と Unstructured を同時に指定すると, 分散共分散パラメータの Hessian が正定値行列とならない. 他の Cluster(ex. region) は変量効果として組み込むことができる. どこからどこまでが MMRM か? 額面どおりに用語を解釈すると, MMRM とは解析モデルの大きなクラスの一つと考えることができる. Mallinckrodt et al. (2001) が示したモデルは MMRM のひとつに過ぎず, さらに言うとこれは解析方法を示すものではない. 実務的には, より詳細な仕様の特定が必要平均構造, 推定方法, 周辺モデルの分散共分散構造, 自由度の計算方法などサンドウィッチ ( ロバスト ) 分散の扱いについては後述. 16

17 特定が必要なもの : 平均構造応答と固定効果の関係欠測を伴うかどうかに関わらず, 一般の回帰モデルで明示的に特定される. 一般的には, 以下のような想定が多い. 応答 = ベースライン + 治療 + 時点 + 治療時点ベースライン時点を組み込むかどうかなど, 領域によってはさらなる議論がある (Dinh & Yang, 2011) 感度分析の立場 Restrictive Model : 試験デザインに関する因子のみ (+ 重要な共変量 ) Inclusive Model : 脱落に関連する多くの共変量 ( 補助変数 ) を含める例えば, 服薬コンプライアンスなど 17

18 Inclusive Model Inclusive Model : 補助変数を組み込んだモデル欠測が MNAR であっても, 適切な補助変数をモデルに組み込めば, 解析上, 欠測は MAR に近づく. ランダム化後の変数は, 補助変数として有用な情報をもつことが多いが, 治療と交絡するおそれがあるため, 一般に解析モデルに組み込むことは出来ない (ICH E9). [ 例 ] 服薬コンプライアンスを, 補助変数として解析モデルに組み込む場合被験薬と対照薬が同程度の服薬であった場合の治療効果を考えることになるが, 服薬コンプライアンス自体も治療の結果であり, 薬剤によって服薬するかどうかが異なる場合には, この解析モデルでの比較は薬剤と治療効果の間の因果を歪めた比較となってしまう. 18

19 Inclusive Model Inclusive Model 以外で補助変数を利用ランダム化後の変数は, 解析モデルには組み込めないが,MI (Multiple Imputation) や wgee(weighted GEE) ならば, 以下で利用できる (Mallinckrodt, 2013). MI : 補完モデル wgee : IPW(Inverse Probability Weighting) モデルこの場合, 解析モデルは Restrictive Model MI,wGEE は,MAR を想定した方法感度分析としての利用補助変数を利用した解析は,MAR かどうかの感度分析に有用な情報を与える可能性がある. 19

20 特定が必要なもの : 周辺モデルの分散共分散構造様々な構造を選択することができる. CS,AR(1),Toeplitz,UN など誤特定の問題共分散構造を誤って特定すると, 一般に推定量の一致性が失われる. 誤特定に対する処方サンドウィッチ分散 ( ロバスト分散 ) の利用完全データに対しては漸近不偏な分散推定量だが, 欠測が MCAR でない限りパラメータの点推定値はバイアスをもつことがある (Lu & Mehrotra, 2009). サンドウィッチ分散自体も, 欠測メカニズムに MCAR を想定している (Mallinckrodt, 2013). SAS では, 同時に利用可能な自由度の計算法が限られる. UN: 無構造 (Unstructured) を指定する. ( 多少 ) 推定効率を犠牲にし, 収束に問題を抱えることがある. 20

21 特定が必要なもの : 周辺モデルの分散共分散構造 UN を指定した場合に収束しなかったら共分散構造を少しずつ制約の強いモデルに変更する. 変更の順序 ( 例えば,Toeplitz HCS AR(1) CS VC) は, 事前に決めておく. Newton-Raphson 法の初期値を, Fisher s score 法で与える. 初期値である点に注意.Fisher s score 法で推定を行ってはならない. 欠測がある場合, 期待情報量からは分散の一致推定量が導かれない (Verbeke & Molenberghs, 1997). 別の推定アルゴリズムを利用する. 逐次単回帰法 (Lu & Mehrotra, 2009) 収束に失敗した際のこれらの処方は, あらかじめ取り決めておくことが推奨される. 21

22 特定が必要なもの : 自由度の計算法自由度の計算の必要性欠測があり, データが Unbalance の場合は, 検定統計量 (F 統計量 ) の分母の自由度が一意に定まらない. SAS では, いくつかの計算方法を選択することができる. 文献で多く適用が見られるのは, Satterthwaite の近似法と Kenward- Roger 法 Kenward-Roger:KR 法 (Kenward & Roger, 1997) パラメータのモデル分散 ( 漸近分散 ) は, それ自体に分散共分散行列の推定量を含むため, その推定に伴うバラつきを考慮しない場合にバイアスをもつことが知られている. KR 法では, このバイアスを調整したモデル分散を利用して Satterthwaite の近似法を利用し, 分母の自由度を計算する. 22

23 MMRM で特定が必要なもの : まとめ平均構造共変量の選択変量効果を組み込むかどうか推定方法制限付き最尤法 (REML) が第一選択 ( 周辺モデルの ) 分散共分散構造収束しなかった場合の対応 ( 構造の変更順など ) 自由度の計算方法これらは, 統計解析計画書に事前明記することが望ましい 23

24 SAS による実装 MMRM SM PROC MIXED を利用して, 簡単に実装することができる. プログラム例 PROC MIXED DATA = インプットDS 名 ; CLASS 治療時点被験者 ID; MODEL 応答 = ベースライン治療時点治療 * 時点 / DDFM=KR; LSMEANS 治療 * 時点 ; REPEATED 時点 / SUBJECT= 被験者 ID TYPE=UN; RUN; MNAR の場合の SM を実装するためのマクロが, DIA working group により公開されている. 欠測過程の Type(i) 仮定の感度分析に使用するマクロを紹介する. 24

25 マクロの紹介 (SM,Type(i) の仮定の感度分析 ) 欠測過程のモデル Diggle & Kenward (1994) のモデルを利用群ごとに異なるパラメータを設定実薬群 : プラセボ群 : 欠測メカニズムに応じて, モデルを選択する仕様解析モデル MCAR,MAR,MNAR に加えて, MNARS を選択できる. モデルは MNAR と同じで, のみ固定値を割り当てることができる. 感度パラメータ平均構造は,MMRM と同じ指定とする. 非線形最適化により, 数値的に最尤推定値を得る. パラメータの初期値には,MMRM の推定値を利用 MNARS DIA マクロ中の固有の名称. S は, Special case を表す. 25

26 マクロの紹介 (SM,Type(i) の仮定の感度分析 ) %SM_GridSearch( ); psi5grid = 1 番目の drug の感度パラメータの指定 (-1~1 の範囲 ) psi6grid = 2 番目の drug の感度パラメータの指定 (-1~1 の範囲 ) INPUTDS = インプット DS 名, COVTYPE response = 応答変数, = 共分散構造 (UN, TOEP, TOEPH, ARH, AR, CSH, CS) MODL = 平均構造の指定 (MMRM の指定と合わせる ), CLASVAR = カテゴリカル変数, mech const = MNARS, = 数値積分の積分範囲に関係する値 (3~8), derivative = 数値計算に関するフラグ (0,1), method = 非線形最適化の方法 (NR:Newton Raphson ridge,qn: 準ニュートン法 ), out1 = アウトプット DS 名 ( パラメータの推定値 ), out2 out3 DEBUG = 0 = アウトプット DS 名 ( 差の LSMEAN), = アウトプット DS 名 (LSMEAN), psi5grid psi6grid 26

27 マクロの紹介 (SM, も推定 ) %Selection_Model2( INPUTDS = インプットDS 名, COVTYPE = 共分散構造 (UN, TOEP, TOEPH, ARH, AR, CSH, CS) response = 応答変数, MODL = 平均構造の指定 (MMRMの指定と合わせる), CLASVAR = カテゴリカル変数, mech = 欠測メカニズム (MCAR,MAR,MNAR) const = 数値積分の積分範囲に関係する値 (3~8), derivative = 数値計算に関するフラグ (0,1), method = 非線形最適化の方法 (NR:Newton Raphson ridge,qn: 準ニュートン法 ), out1 = アウトプットDS 名 ( パラメータの推定値 ), out2 = アウトプットDS 名 ( 差のLSMEAN), out3 = アウトプットDS 名 (LSMEAN), DEBUG = 0 ); 27

28 解析対象データうつ病の第 III 相試験を想定したシミュレーションデータ 30 実薬群プラセボ群 ( 平均 ±SD) 主要評価項目 :HAM-D スコア低下 : 改善 ( 解析には変化量使用 ) 実薬群 vs プラセボ群 1 群 100 例 ( ベースライン時 ) 0 ベースライン時点 1 時点 2 時点 3 時点 4 単調な欠測のみベースライン時点 1 時点 2 時点 3 時点 4 例数平均平均平均平均平均例数例数例数例数 (SD) (SD) (SD) (SD) (SD) 実薬群 (4.1) (4.2) (5.4) (6.3) (6.8) プラセボ群 (4.2) (4.2) (4.6) (6.3) (6.1) 28

29 解析結果 1 (MAR) psi5grid マクロ SM_GridSearch での解析結果 psi6grid ここでは, = psi5grid = psi6grid = 0 を指定 (MAR を仮定 ) 時点 4 の推定値 (LSMEAN(SE)) 実薬群プラセボ群群間差群間差の SE p 値 (0.69) -8.96(0.70) MMRM での解析結果 PROC MIXED による実装, 解析モデルは SM_GridSearch と同じ時点 4 の推定値 (LSMEAN (SE)) 実薬群プラセボ群群間差群間差の SE p 値 (0.69) -8.97(0.70) 感度パラメータ = 0 の SM の解析結果とほぼ一致 29

30 解析結果 2 (MNAR) マクロ Selection_Model2 での解析結果感度パラメータ ( ) も含めて, すべて推定 MNAR(Diggle & Kenward の欠測過程モデル ) を仮定して解析時点 4 の推定値 (LSMEAN (SE)) 実薬群プラセボ群群間差群間差の SE p 値 (0.70) -9.25(0.70) 感度パラメータの推定値感度分析実薬群 : psi5grid = プラセボ群 : psi6grid = MARを仮定した解析との違いは? 感度パラメータを動かすと, 解析結果はどう変わる? 午後の発表で紹介 30

31 MMRM に基づく例数設計 (Lu et al., 2008) 設定時点の反復測定デザイン単調な欠測を想定エンドポイントは, 最終時点の応答平均表記法と仮定時点の被験者数計算の便宜上, も定義しておく. 番目の被験者の応答ベクトル多変量正規分布に従うことを想定ここに,, はその成分がであらわされる分散共分散行列相関行列, ただし時点の被験者の残存率 (retention rate) 31

32 MMRM に基づく例数設計 (Lu et al., 2008) Inflation Factor ここに, は, 相関行列の最初の行列. の漸近分散脱落, 相関構造を考慮した情報量に基づいて漸近分散を計算し, 分散が何倍に Inflate するかを表す. 32

33 MMRM に基づく例数設計 (Lu et al., 2008) 例数設計比較する群ごとに,Inflation Factor を計算する. Inflation Factor を考慮した漸近分散を用いて, 通常の 2 標本 t 検定の例数設計を行う. 午後の発表で, 実際例への適用を紹介する. 注意事項単調な欠測の場合にのみ適用可能. 時点ごとの残存率 ( または脱落割合 ) と時点間相関の構造を, 例数設計時に特定しなくてはならない. 時点間の相関が小さくなるほど, 必要例数が大きくなる. 欠測データを他時点の観測データの情報で説明できなくなるため. 独立の場合, 欠測を考慮しない 2 標本 t 検定の例数設計の結果に, 残存率の逆数を乗じた値とほとんど同じになる. 33

34 参考文献 1 Diggle, P. & Kenward, M. G. (1994). Informative drop-out in longitudinal data analysis. Applied Statistics. 43(1), Dinh, P. & Yang, P. (2011). Handling baselines in repeated measures analysis with missing data at random. Journal of Biopharmaceutical Statistics, 21, Fitzmaurice, G., Davian, M., Verbek, G. & Molenberghs, G. (2008). Longitudinal Data Analysis. Chapman & Hall/CRC. Kenward, M. G. & Roger, J. H. (1997). Small sample inference for fixed effects from restricted maximum likelihood. Biometrics, 53, Laird, N. M. & Ware, J. H. (1982). Random-effects models for longitudinal data. Biometrics, 38(4), Little, R. J. A. & Rubin, D. B. (1987). Statistical analysis with missing data. John Wiley & Sons. New York. Lu, K., Luo, X. & Chen, P. Y. (2008). Sample size estimation for repeated measures analysis in randomized clinical trials with missing data. The International Journal of Biostatistics, 4(1),

35 参考文献 2 Lu, K. & Mehrotra, D. V. (2009). Specification of covariance structure in longitudinal data analysis for randomized clinical trials. Statistics in Medicine, 29, Mallinckrodt, C. H., Clark, W. S. & David, S. R. (2001). Accounting for dropout bias using mixed-effects models. Journal Biopharmaceutical Statistics, 11, Mallinckrodt, C. H., Lane, P. W., Schnell, D., Peng, Y. & Maucuso, J. P. (2008). Recommendations for the primary analysis of continuous endpoints in longitudinal clinical trials. Durg Information Journal, 42, Mallinckrodt, C. H. (2013). Preventing and Treating Missing Data in Longitudinal Clinical Trials. Cambridge University press. National Research Council (2010). The Prevention and Treatment of Missing Data in Clinical Trials. Washington, DC: The National Academies Press. Verbeke, G. & Molenberghs, G. (1997). Linear mixed models in practice: a SAS oriented approach, New York : Springer-Verlag. 35

36 ご清聴ありがとうございました 36

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TF● ：テーマ名日本製薬工業協会シンポジウム臨床試験の欠測データの取り扱いに関する最近の展開と今後の課題について - 統計手法 estimand と架空の事例に対する流れの整理 - (3) PATTERN-MIXTURE MODEL の解説医薬品評価委員会データサイエンス部会タスクフォース 4 欠測のあるデータに対する解析方法論 SAS プログラム検討チーム田辺三菱製薬株式会社高橋文博 1 発表構成 1. Multiple