2024年5月29日
9つの精神疾患におけるプラセボ治療の異なる結果
体系的レビューとメタ分析
トム・ブショール医学博士1,6;リー・ネーゲル医学博士1,2;ジョセフィン・アンガー医学博士3;他グイド・シュワルツァー、理学修士、博士4;クリストファー・ベスゲ医学博士5
著者所属 記事情報
JAMA精神医学。2024 ;81(8):757-768. doi:10.1001/jamapsychiatry.2024.0994
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9つの精神疾患におけるプラセボ治療に関連する異なる結果
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要点
質問 ランダム化臨床試験 (RCT) においてプラセボ治療と関連して最も大きな改善がみられる精神障害はどれですか?
結果 9985 名の参加者による 90 件の高品質 RCT のこの系統的レビューとメタ分析では、プラセボ治療により 9 つの障害すべてで大幅な改善が見られましたが、改善の程度は診断によって大きく異なりました。大うつ病性障害の患者が最も大きな改善を経験し、次いで全般性不安障害、パニック障害、注意欠陥多動性障害、心的外傷後ストレス障害、社会恐怖症、躁病、OCD の患者が続き、統合失調症の患者は最も効果が少なかったです。
意味 これらの調査結果は、RCT の計画、非対照研究の解釈、および特定の治療法に対する患者へのアドバイスに役立つ可能性があります。
抽象的な
重要性 プラセボは、一般的な精神医学的診断にわたって体系的に評価される唯一の物質ですが、包括的な診断間の比較は不足しています。
目的は、 成人患者の精神疾患の広範囲にわたる最近の質の高いランダム化臨床試験 (RCT) におけるプラセボ群の変化を比較することです。
データソース MEDLINEとCochrane Database of Systematic Reviewsは、2022年3月に体系的に検索され、9つの主要な精神疾患診断について事前に定められた高品質基準を満たす最新の体系的レビューが探されました。
研究の選択 これらのレビューを使用して、事前に決定された包含基準と除外基準に従って、診断ごとに最も質の高い（つまり、Cochrane のバイアスリスクツールに従ってバイアスのリスクが最も低い）上位 10 件および最新のプラセボ対照 RCT（合計 90 件の RCT）が選択されました。
データの抽出と統合 Cochrane ハンドブックに従い、2 人の著者が独立して研究の検索、選択、およびデータの抽出を行いました。クロス診断比較は、各プラセボ グループの標準化された前後効果サイズ (平均変化をその SD で割ったもの) に基づいて行われました。この研究は、疫学における観察研究のメタ分析 (MOOSE) 報告ガイドラインに従って報告されています。
主な結果と評価基準 主要結果である、診断ごとに 95% CI を伴うプラセボ前後の効果サイズ ( d av ) の統合は、ランダム効果メタアナリシスを使用して決定されました。Qテストにより、診断間の差異の統計的有意性を評価しました。異質性および小規模研究の影響は、必要に応じて評価されました。
結果 プラセボ治療を受けた参加者 9985 名を含む合計 90 件の RCT が対象となった。すべての診断において、症状の重症度はプラセボによって改善した。プラセボ前後の統合効果サイズは診断によって異なり ( Q = 88.5、df = 8、P < .001)、大うつ病性障害 ( d av = 1.40、 95% CI、 1.24-1.56) と全般性不安障害 ( d av = 1.23、 95% CI、 1.06-1.41) が最大のd av を示した。パニック障害、注意欠陥・多動性障害、心的外傷後ストレス障害、社会恐怖症、躁病ではd avが0.68～0.92を示し、次いでOCD（d av = 0.65、95% CI、0.51～0.78）、統合失調症（d av = 0.59、95% CI、0.41～0.76）であった。
結論と関連性 このシステマティックレビューとメタアナリシスにより、プラセボ治療による症状の改善はすべての病状で顕著であったが、含まれる 9 つの診断間ではばらつきがあったことが判明しました。これらの知見は、プラセボ対照の必要性と倫理的正当性の評価、非対照研究での治療効果の評価、および患者の治療決定の指針となる可能性があります。これらの知見には、真のプラセボ効果、自然な病気の経過、および非特異的な効果が含まれる可能性があります。
導入
プラセボは、おそらく世界中で最も広範に研究されている治療薬です。精神医学では、プラセボはほぼすべての適応症の研究において倫理的に許容されると考えられており、すべての精神疾患に対して研究されてきた唯一の介入として機能しています。
精神疾患の研究では、プラセボ群の患者でも改善が見られることが多く、真偽の対比を見分けるのが難しい場合があります。1 – 3また、大うつ病4 – 6や統合失調症、統合失調感情障害に関する研究では、プラセボ効果が長年にわたって増加しています。7
真のプラセボ効果は、定義上、暗示、効果的な治療への期待、および薬物投与による条件付け効果によって引き起こされる改善を含みます。ただし、他の要因が精神病理を改善する可能性もあります。精神疾患は、多くの場合、エピソード的な経過をたどります。注意深い研究スタッフ、思いやりのあるケア、支援的な会話、および心理教育などの状況要因は、結果に良い影響を与える可能性があります。8研究中に生活環境が変化する可能性があり、平均への回帰は症状改善の統計的要因です。9したがって、プラセボ薬による観察可能なすべての変化は、プラセボ反応と呼ばれます。
プラセボ反応はさまざまな障害に均等に分布しているわけではなく、精神医学における包括的な比較は限られている。カーンと共著者10は2005 年の研究で 6 つの障害を比較したが、これは我々の知る限り、現在でも最も包括的な研究である。しかし、躁病や社会恐怖症などの重要な病状は含まれていない。他のレビューでは、うつ病1、3、6、10 – 16または他のいくつかの診断に焦点を当てている。7、17 – 20
プラセボ群で観察された異なる結果を理解することで、これらの疾患に関する知識が深まり、臨床試験の解釈が助けられ、治療の決定が助けられ、治療が改善される可能性があります。そのため、この系統的レビューとメタ分析では、成人の精神疾患の幅広い範囲におけるプラセボ反応を比較しました。
方法
この研究は、主要な精神疾患の診断にわたる質の高いランダム化臨床試験（RCT）のプラセボ群における精神病理学的症状の変化の差を定量化することを目的としています。診断ごとにプラセボ群の統合前後効果サイズを比較しました。研究プロトコルは、Open-Science-Foundation（識別子：u469a ）に事前に登録されています。この研究は、疫学における観察研究のメタ分析（ MOOSE ）報告ガイドラインに従って報告されています。
薬物治療の対象となる一般的な臨床的に重要な精神疾患として、大うつ病性障害（MDD、単極性再発性または単発性）、躁病、統合失調症、強迫性障害（OCD）、注意欠陥・多動性障害（ADHD）、全般性不安障害（GAD）、パニック障害、心的外傷後ストレス障害（PTSD）、社会恐怖症の 9 つを選択しました。実行可能性の制約により、2 段階の体系的な選択プロセスを使用して、診断ごとに最新の高品質 RCT 10 件を含めました。
ステージ1
ステージ 1 では、PubMed 経由の MEDLINE および Cochrane Database of Systematic Reviews における体系的な文献検索を通じて、各診断に対する精神薬理学的急性療法に関する最新の高品質な体系的レビューを特定しました (検索履歴、品質、包含、除外基準はSupplement 1の eAppendix 1 に記載されています)。この最初のステップでは、すべての体系的レビューではなく、最近の高品質な体系的レビューを見つけることを目的としたため、検索を 2 つのデータベースに限定しました。
レビューのスクリーニングと選択は、各診断について 2 人の著者 (TB、LN、JU、CB) によって 2 回ずつ独立して実施されました。矛盾があれば、著者グループ全体で話し合い、解決しました。当初は 10 の診断を含めることを目標としていましたが、広場恐怖症のステージ 1 の包含基準に準拠したシステマティック レビューを特定できませんでした。
ステージ2
ステージ 2 では、9 件のシステマティック レビューのそれぞれから、プラセボ グループを含む最も質の高い RCT (バイアスのリスク [ROB] が最も低い) 10 件が選択され、合計90件のRCTが86 件の出版物で報告されました。選択は 2 人の著者 (LN と JU) によって独立して行われました。
9件のシステマティックレビューはすべて、各RCTのROB分析にコクランバイアスリスクツール（第1版または第2版）116 , 117 を使用した。このツールは、さまざまなROBドメイン（シーケンス生成、割り当ての隠蔽、参加者および職員の盲検化、結果評価者の盲検化、不完全な結果データ、結果の選択的報告、およびその他のバイアスの原因、例：エンリッチドデザイン）を分類する。低ROBと評価されたドメインの数が最も多いRCTが含まれ、合計スコアが最も高い診断ごとに10件のRCTが分析に含まれた。このプロセスで10件を超えるRCTが作成された場合には、最新のRCTを選択した。RCTの包含基準と除外基準は、補足1のe付録2に記載されている。
データ収集
2 人の著者 (LN と JU) がそれぞれ独立して、各研究から定義済みのコア データを抽出し、標準化されたスプレッドシート (Excel バージョン 1808、Microsoft) にまとめました。不一致はグループ ディスカッションで解決しました。抽出されたデータには、品質評価、研究の詳細 (場所、期間)、アクティブな研究グループの介入、診断確認方法、プラセボ投与の可能性などが含まれています。プラセボ グループについては、初期および最終参加者数、年齢、性別分布、選択された結果の変化またはベースライン スコアとフォローアップ スコアの精神病理学的評価 (それぞれ対応する分散尺度付き) が抽出されました。利用可能な場合は、臨床全般印象 (CGI) スコアも抽出されました。治療意図データが優先されました（80件の研究30 – 35、37 – 58、60 – 65、67 – 74、76 – 78、80、81、83 – 96、98、99、101、102、104 – 112、114、115 ）。入手できない場合は、観察された患者のデータが使用されました。36、59、66、75、79、82、97、100、103、113脱落率は別の出版物で発表されます。
RCTごとの結果
対象となった 90 件の RCT のうち、30 – 115 件はプラセボ群のみが対象でした。異なる診断に対する RCT では、確立されたさまざまな精神病理学的評価尺度が使用されていたため、診断間で結果を比較するために、標準化された前後効果サイズ118が使用されました。計算式は、補足 1の eAppendix 3 に記載されています。応答率は、診断間で大幅に異なる応答定義に直接依存するため、計算しないことに決めました。
パニック障害では、ほとんどの RCT が期間ごとのパニック発作を主な結果として使用していました。率データの非パラメトリック分布と以前の研究10、18、19と一致しているため、ハミルトン不安評価尺度などの確立された結果尺度を提示する RCT を含めることにしました。
統計分析
診断ごとの前後効果サイズ
主要評価項目は、診断ごとのプラセボ前後効果サイズの統合であった（参加者内デザインのCohen d 、平均SD、 d av 118、119 ）。ランダム効果メタアナリシス（モーメント法推定器DerSimonianおよびLaird）では、診断ごとにプラセボ前後効果サイズと95% CIを計算した。治療意図データについては、試験著者らが選択した補完法（例えば、最終観察値繰り込みまたは混合効果モデル分析）に従った。計算には、効果サイズの大きさ計算機バージョン2（MOTE）120および包括的メタアナリシスバージョン4（Biostat）を使用した。すべての診断の統合効果間の差の統計的有意性は、両側α = .05に設定され、Q検定で計算された。
小規模研究の影響と異質性
小さな研究効果や出版バイアスの証拠を見つけるために、ファンネルプロットを使用し、エッガー検定を計算しました。Q 統計と I 2 値を使用して異質性を調査し、ランダム誤差を超える分散を示しました。コクラン ハンドブックに従って、 50% から 90% の間の121 の I 2値は大幅な異質性として分類され、75% を超える値はかなりの異質性として分類されました。また、対象研究に類似した研究の結果の可能性のある広がりを示す予測区間も計算しました。一方、CI は計算されたd avの精度の推定値を提供します。
副次的結果
対象となった RCT のほとんどでは、症状の重症度も CGI スケールで評価されました。CGI は検証され確立されたトランス診断スケールであるため、主要アウトカムの検証として、事後的に CGI 重症度スコアを使用してメイン分析を繰り返すことにしました。CGI のメタ分析では、標準化されていない平均変化を計算することが示唆されていますが、メイン分析との比較を容易にするために、標準化された値を提示します。
回帰分析
診断によるクラスタリングを考慮するために、診断を第2因子として、年齢、性別、研究期間と規模、プラセボランダム化確率、ROB、出版年などの潜在的な交絡因子を二変量メタ回帰（含まれるRCTの重みを考慮）で調査しました。多変量メタ回帰（混合効果、モーメント法推定量）では、二変量解析でP < .10のすべての可能性のある交絡因子を含め、理論的根拠に基づいて、診断と研究期間も含めました。データは2023年10月10日から12月15日まで分析されました。
結果
ステージ1
文献検索（ステージ1）は2022年3月19日に実施され、補足1のeTableに示す結果が得られました。合計9件の高品質なシステマティックレビュー21～29が選択されました（表1）。
ステージ2
メタ分析に含まれる90 件の RCT 30 – 115の概要を表 2に示す。プラセボを投与された合計 9985 人の研究参加者が含まれ、9 つの診断に次のように分布していた：MDD 1598 人、躁病30 – 39 967 人、統合失調症40 – 46 888人、OCD 47 – 56 803 人、 ADHD 57 – 66 1189 人、GAD 67 – 76 1457 人、社会恐怖症77 – 85 1180 人、パニック障害86 – 95 1248 人、PTSD 96 – 105 655人。106 – 115ファンネルプロット（補足1の図）またはエッガー検定（P = .95）の結果に基づくと、小規模研究の影響や出版バイアスは示されなかった。
うつ病、GAD、パニック障害の研究では女性の割合が過剰で、統合失調症とPTSDの研究では女性の割合が不足していましたが、年齢については、研究レベルでは中程度の違いしかありませんでした。研究期間も診断によって異なり、OCD、社会恐怖症、GADでは比較的長い12週間の研究期間に対し、躁病では3週間と短い研究期間でした（表2）。
主な成果
すべての診断において、プラセボ治療中に症状の重症度が改善した（すなわち、プラセボ前後の統合効果サイズの95%信頼区間の下限は0超）。Q検定で示されるように、プラセボ前後の統合効果サイズは疾患間で統計的に有意に異なった（Q = 88.5、自由度 = 8、P ≤ .001）（図1 ）。最大の効果サイズはMDD（ d av = 1.40、95% CI、1.24～1.56）で観察され 、次いでGAD（d av = 1.23、95% CI、1.06～1.41）であった。統合失調症の効果サイズは最も小さく（d av = 0.59、95% CI、0.41～0.76）、OCDは2番目に弱かった（d av = 0.65、95% CI、0.51～0.78）。GADとうつ病の95% CIは、パニック障害、ADHD、社会恐怖症、躁病、OCD、統合失調症の95% CIと重複していなかった（図1）。
プラセボ反応は、異質性の値（GAD、躁病、MDD、PTSD、統合失調症でI 2 >75%）によって示されるように、研究ごとに大幅に異なりました（図1）。予測区間は、MDDで0.84～1.96、GADで0.60～1.87、GADで0.60～1.23、PTSDで-0.31～1.99、社交恐怖症で0.29～1.15、躁病で0.06～1.30、OCDで0.19～1.10、統合失調症で-0.02～1.19でした。ADHDについては、効果サイズが均一（I 2 = 0）であったため予測区間は評価されませんでした。したがって、CIと予測区間の結果に差はありませんでした。
臨床全般印象
47件の研究において、32～35、37、39、42～44、46、48～50、52～57、60、64、70、73、78、79、82～ 91、96、98 ～ 100、104、105、107、108、110 ～ 112、115 CGI重症度スコア( CGI – S )の結果により、同じスケールでの診断横断的な比較が可能になりました。標準化された比較の結果は、主な解析結果を裏付け、 GAD 、パニック障害、および MDD における顕著なプラセボ反応を強調しました (図 2) 。診断は有意に異なりました( Q = 71.2、df = 8、P < .001)。ここでも、MDD ( I 2 = 5%) と OCD ( I 2 = 0%)を除き、研究間でかなりの異質性が明らかでした ( I 2 >75%) 。標準化された平均差ではなく、CGI-S の平均差に基づく要約結果は、CGI-S 関連解析と主要解析の両方で標準化に基づく結果を支持しました。
二変量および多変量メタ回帰
二変量メタ回帰分析では、前後効果サイズと性別（傾き点推定値、0.0084、95% CI、0.0036～0.0133）、研究期間（傾き点推定値、0.0202、95% CI、0.0002～0.0402）、およびプラセボ割り当ての確率（傾き点推定値、−0.0047、95% CI、−0.0103～0.0008）との潜在的な関連が示された。多変量解析では、診断を除けば、性別のみが統計的に有意にプールされた前後の効果サイズと関連していた（傾き点推定値、0.0076、95% CI、0.0026 ～ 0.0126、P = .003）。これは、研究における女性のパーセンテージポイントごとに効果サイズが 0.0076 増加し、女性が 25% 多い場合は 0.19 増加することを示している（R 2 = 51%、適合度 [残差異質性]：Q = 354.97、df = 78、P < .001）。CGI-S に基づく二変量および多変量解析により、この結果が裏付けられた。
議論
9 つの精神疾患の診断に対する RCT のプラセボ群の系統的レビューとメタ分析では、5 つの主な結果が得られた。第一に、プラセボ治療ではすべての症状で改善が見られた。第二に、改善はかなりの規模であった。第三に、改善は疾患間で大きく異なり、MDD と GAD で特に顕著であったのに対し、統合失調症、OCD、躁病では比較的緩やかな改善が見られた。第四に、ほとんどの診断で、RCT 間で改善にかなりのばらつきがあった。第五に、診断とともに、プラセボ群では女性の割合が増加すると改善が大きくなった。
まず、すべての疾患における症状の改善は、これまでの研究10、13、19、20と一致しているが、私たちの研究はより広範囲の診断への洞察を広げている。二次的なCGI-S分析は私たちの研究結果を裏付けた。第二に、心理療法などの体系的な治療をしなくても、有意な改善が明らかであった。プラセボ群での改善が顕著であればあるほど、少なくとも当初は投薬を省略することで治療を正当化できた。プラセボ治療下での有意な改善は、精神医学研究におけるプラセボ対照を正当化する。注目すべきことに、プラセボであれ実薬治療であれ、事前事後効果サイズは、少なくとも精神医学においては、介入群と対照群の比較から得られる効果サイズとは桁が違う。
第三に、これまでの研究では、プラセボの効果がMDD4、6、11、12、14-16およびGAD10、19で特に大きいことが報告されているが、OCD13、17-20では比較的小さな効果しか報告されていない。統合失調症7、躁病17、20 、 ADHD 、およびPTSDについては、比較的研究が進んでいない。
現在までに、うつ病に関する研究が最も広範に調査されている。一部の研究者は、抗うつ薬による治療で観察された肯定的な結果の 4 分の 3 以上122または 3 分の 2 以上6 は非特異的効果およびプラセボ効果による可能性があると主張しているが、うつ病の診断は特定の実体ではなく、幅広い障害を包含していることに留意する必要がある。123うつ病が希望と自信に与える影響を考えると、これは直感に反しているように思える。しかし、情動障害は一般的にエピソード的な経過をたどる。さらに、対人関係のサポート、心理教育、希望の喚起、および医学的概念の伝達は抗うつ薬による心理療法の基本要素を構成しているが、プラセボ群でもよく見られる。
ADHD 研究で観察された大きくて強力な改善は、私たちの知る限り報告されていません。不安障害には顕著な違いがあります。GAD 研究では最大の改善が見られ、社会恐怖症研究では比較的控えめな改善が見られました。パニック障害では中程度の効果サイズが見られ、不安障害として分類されることの多い OCD ではプラセボ グループで比較的小さな改善が見られました。
統合失調症患者はプラセボ治療による恩恵が最も少ないことがわかったが、これはおそらく再発の繰り返しと予後不良のためである。124対人関係機能障害はプラセボ群における個人的な配慮と非特異的効果の影響を減少させる可能性がある。現実認識の歪みと病気に対する洞察の限界は、有効な治療に対する希望と信念の発達を妨げる可能性がある。しかし、これらの仮説は私たちのアプローチでは証明できない。さらに、躁病研究で観察された比較的小さな改善は、病気の認識障害と治療への欲求の低さに関して妥当である。
非対照研究では、多くの場合、治療の前後の所見や過去の対照との比較を使用して治療の有効性を測定します。この点で、私たちの分析は、特定の治療を行わずに症状の経過を理解することの重要性を強調し、特にプラセボ効果がかなりある診断の場合、プラセボ対照の重要な役割を強調しています。
第四に、MDD、GAD、PTSD、躁病、統合失調症のI 2値が75%を超える高い異質性は、RCT間で診断に有意なばらつきがあることを示しています。これは、結論を導く際の慎重さを示唆していますが、研究デザインや病気の特性などの内部および外部の影響を考慮すると、驚くべきことではありません。注目すべきことに、MDD研究などでは、実治療群の前後効果サイズも異なります。122単一の研究グループのメタ分析では、通常、同じ条件下でのペアワイズ分析よりも研究間の異質性が大きくなります。125多変量メタ回帰では、前後効果サイズと研究期間またはプラセボを受け取る可能性との関連は見つかりませんでした。これは、うつ病研究の以前の分析とは異なります。126全体として、本研究における診断の違いは、研究デザインのばらつきだけで説明できるものではありませんでした。
第五に、反応と女性参加者の割合の正の相関は、MDD および GAD 研究における女性の参加率の高さだけでは説明できず、さらなる調査が必要です。このことは、統合失調症127、128で見られるように、女性の予後が一般的に良好であることを意味するのか、あるいは女性が臨床研究における非特異的な要因から特に恩恵を受けているのかを、本研究では判断できません。
制限事項
この研究にはいくつかの限界がある。私たちの分析では、測定された変化を厳密な意味でプラセボ効果に正確に帰属させることはできない。評価には、研究薬や治療をまったく受けていないグループを対象とした研究が必要であり、これは精神医学ではまれである。2023年のレビューでは、一般医学における文脈効果の概要が説明されている。129 1998年のうつ病研究では、プラセボ群と心理療法の待機リスト群を間接的に比較し、抗うつ薬による全体的な改善に対するプラセボ効果の寄与は約50％と推定された。122ただし、この研究では、待機リストの割り当てに関連する潜在的なノセボ効果は考慮されていない。130
成人に限定した本研究では、診断グループ間および診断グループ内での研究設計のばらつきが見られ、研究期間やプラセボの可能性など、複数の要因に影響を及ぼしました。安心できるのは、回帰分析でこれらの潜在的な交絡因子に関する肯定的なシグナルが得られなかったことです。とはいえ、ほとんどの疾患の異質性は、この時点で確固とした結論を導き出すのに慎重さを示唆しています。多変量解析で見つかった性別とプラセボ反応の関連性は予備的なものと見ています。これらの解析は仮説生成であり、慎重に解釈する必要があります。たとえば、この関連性は生態学的誤謬に陥りやすく、真の関連性を明らかにするには個々の患者データが必要です。
さらに、9 つの障害について実施されたすべてのプラセボ対照研究を分析することは不可能でしたが、私たちのサンプルは信頼性が高く、事前登録されたプロトコルを通じて高品質で最新の RCT を体系的に含めています。低品質の RCT (つまり、ROB が高い) を除外することは、たとえば盲検化の成功に大きく依存するプラセボ効果の分析で特に重要です。131しかし、ROB は主に研究内の異なる治療グループの比較に関係し、1 つの研究グループ (プラセボ) の前後分析に間接的にしか適用できません。プラセボ群の効果測定に使用される精神病理学的スケールの変動により、比較可能性が制限される可能性があります。診断間での以前の分析で見られるように、前後の効果サイズを比較することが、この目的に最適な統計的アプローチです。10 、 19 CGI -S を使用して、トランス診断スケールで結果を確認できました。ただし、これが可能だったのは RCT の半分強だけでした。
結論
9 つの主要な精神疾患を網羅する高品質の RCT のプラセボ群のこの系統的レビューとメタ分析では、かなりの改善が見られ、疾患間の有意な差は主に研究設計の差異とは関係がありませんでした。プラセボ投与下での病気の経過に関する洞察は、特定の治療の緊急性を判断するのに役立ち、特定の介入がない場合の病気の経過を理解するのに役立ちます。プラセボ反応をより深く理解することで、特に自信、条件付け、信念が重要な役割を果たす精神疾患で治療が改善される可能性があります。私たちの研究結果は、薬物とプラセボの差が通常主要な結果であるプラセボ対照試験の解釈に役立つ可能性があります。
我々の分析におけるすべての疾患について、複雑に関連し相互作用する心因性と生物学的決定因子を含む多因子性の病因が想定されている。過去数十年にわたり、遺伝子検査や機能画像診断などの多様な研究パラダイムが、個々の因子を評価するために熱心に使用されてきた。132プラセボ下でのさまざまな疾患の経過を間接的に比較することは、疾患の病因を理解するのに役立ち、おそらく有機因子と心因性因子の比例的な影響についての洞察を提供する可能性がある。10 統合失調症など、遺伝性および生物学的要素がかなりあると推定される疾患133は、我々の分析で中程度のプラセボ反応を示した。逆に、うつ病や全般性不安障害など、生物学的寄与が少ない可能性のある疾患では、より強い反応を示した。我々の研究は、対照試験のプラセボ群から得られた包括的な洞察を精神疾患の病因学的探究に組み込むための最初の枠組みとなる可能性がある。
