牧野・大渡・上野・渡部：エゴマ種子由来αリノレン酸による血圧低下機能に関するシステマティックレビュー

資料

エゴマ種子由来αリノレン酸による血圧低下機能に関するシステマティックレビュー
牧野正知 *・大渡

1. 目

康夫 **・上野祐美 **・渡部忍*

ザインまで含める場合は PICOS と略す）はそれぞれ次の的ように設定した．

島根県産業技術センターは平成 30 年度から 5 年間にわ

対象は健常成人で疾病に罹患していないもの（投薬を受たり生物機能応用技術開発プロジェクトを実施し，島根県

けていないもの）とした．また「特定保健用食品の表示許内事業者による機能性表示食品届出支援に取り組んだ．そ可等について」（消費者庁，平成 26 年 10 月 30 日消食表の過程において，島根県内で産業化されている地域資源の第 259 号）の別添 2「特定保健用食品申請に係る申請書作

うち機能性表示食品としての届出可能性について調査した成上の留意事項」において特定保健用食品の試験方法（規結果，我々はαリノレン酸高含有植物油であるエゴマ種子

格基準型，疾病リスク低減表示及び条件付き特定保健用食油に着目した．αリノレン酸は多価不飽和脂肪酸のうち植品に係る試験方法を除く）に記載された範囲内に限り，軽物性 n-3 脂肪酸の一種で必須脂肪酸と見なされている．こ症者も対象とした．すなわち正常高値血圧域（収縮期血圧れまでに米国で行われた大規模疫学調査，自然発症高血圧

130 ～ 139 mmHg 又は拡張期血圧 85 ～ 89 mmHg）と I 型

ラットに対するαリノレン酸の経口摂取試験およびフィン

高血圧域（収縮期血圧 140 ～ 159 mmHg 又は拡張期血圧

ランドにおける疫学研究などから，リノレン酸（αリノレ

90 ～ 99 mmHg）のものを含めることとした．
なお未成年者，

ン酸 , γリノレン酸）摂取は血圧低下に関係すると示唆さ

妊産婦（妊娠を計画しているものも含む）および授乳婦はれている除くこととした．

1）-3）．そのためαリノレン酸は，基原由来に関係なく血圧が高めの健常成人において，その血圧を低下させ介入はαリノレン酸の経口摂取とした．介入期間は 12る機能を有する可能性が高い．そこで島根県内事業者によ週間以上とし研究デザインは継続摂取とした．摂取したαる機能性表示食品届出時の利用を念頭に，「αリノレン酸

リノレン酸の用量が定量的に報告されていないものと論文を含有する食品の経口摂取が正常高値血圧から I 型高血圧

中の記述から 1 日あたりの摂取量が定量化できないものはを含む健常成人の血圧を低下させるか」についてシステマ

それぞれ不適格とした．

ティックレビュー（以下 , SR と略す）を実施したので報告する．

食品の摂取で代替する群（ただし脂肪酸組成が介入試料と2. 方

大きく異なる場合を除く）とした．αリノレン酸の摂取量

法の低，中などで比較した場合も適格とした．この場合，濃4）

機能性表示食品の届出等に関するガイドライン ，Minds 診療ガイドライン作成マニュアル 2017
PRISMA 声明チェックリスト

5）

度の低い群を対照群とした .

およびアウトカムのうち主要アウトカムは介入群と対照群におに準拠し，レビューワー A,

ける血圧値の平均値の差とし，副次アウトカムは設定しな

6）

B, C, D の４名で実施した（補足表 1）．
2.1

比較は何も介入を行わない群やαリノレン酸を含まない

かった．

プロトコールと登録

研究デザインはランダム化並行群間比較試験，ランダムレビューワー A が SR のプロトコールを作成し，すべてのレビューワーの同意の上で決定した（令和 3 年 4 月 1 日）．

化クロスオーバー試験，準ランダム化比較試験および非ランダム化比較試験とした．

なお本 SR のプロトコールは UMIN 臨床試験登録システム

検索対象期間は可能な限りのすべてとし，言語は英語ま（以下，UMIN-CTR と略す）に未登録である．

たは日本語，発表状態は公になっているものとした．なお

2.2

学会抄録は検索対象外とした．

適格基準

対象，介入，比較，アウトカム，研究デザイン（以下，対象，

2.3

介入，比較，アウトカムをまとめて PICO と略し，研究デ情報源使用する研究論文と臨床試験データベースは，それぞれPubMed および JDreamIII と UMIN-CTR および米国臨床

生物機能応用技術開発プロジェクトチーム（* 現：生物応用科 , ** 現：食品技術科）

試験レジストリ（CrinicalTrials.gov）とした．なお最終検索日は令和 3 年 5 月 13 日であった．

- 1 -島根県産業技術センター研究報告
表１

第60号

（2024）果がありそうな第 1 介入期間のデータが報告されていない

検索条件および該当論文数一覧

# 検索式
論文数
PubMed“blood pressure”）
179
1 （alpha-linolenic acid) and（2 #1 Filters: Clinical Trial
41*
JDreamIII
1 血圧 /ALE* リノレン酸 /ALE251
2 比較試験 /ALE
198,493
3 #1 AND #2
8

論文とした .
2.6

データの収集プロセス

主要アウトカム毎に採用した論文と抽出したデータを整理することとした．内容に不一致がある場合はレビュー
ワー全員で協議することした．
2.7

データ項目

整理するデータ項目は著者名，掲載雑誌，タイトル，研* JSTPlus+JMEDPlus+JST7580

究デザイン，セッティング，対象者特性，介入，対照，解2.4の有無とした .

析方法，主要アウトカム，副次アウトカム，害および査読

検索

2.8

論文検索式は表 1 のとおりとした．
2.5

研究の選択

リスクを評価し，そのまとめは 8 項目の評価点の合計からスクリーニング方法
レビューワー A, B, C がそれぞれ独立して一次スクリー
ニングは論文タイトルと要約から，二次スクリーニングは本文から判断することとした．レビューワー間の採否の判断が一致しないものについてはレビューワー D が裁定することとした．
レビューに採用する論文の選択は，前述の適格基準に基づくこととした．
採択基準は異質性の回避のため，論文で報告されている
PICOS は本 SR で設定したものとほぼ同じであって，バイ
アス・リスク（後述）は中程度より低いものとした．
除外基準はオリジナル研究の重複発表の論文，ウォッ
シュアウト期間（前介入食の影響を排除するための期間）を設けないクロスオーバーデザイン論文および持ち越し効
表２
選択 盲検
症例減少

アウトカム報告

選択的アウトカム報告
その他
まとめ

A, B, C において協議して決し，更に疑義がある場合はレビューワー D に判断をゆだねることとした．レビューワー
A, B, C の各バイアス・リスクの評価一致度は，それらの単純な一致率とκ係数で評価することとした．なおκ係数
非直接性
レビューワー A, B, C が独立して表 3 に基づき評価することとし，そのまとめは PICO4 項目のそれぞれの評価点

採択基準と除外基準

不完全判断することとした．不一致がある場合はレビューワーとは評価者間一致尺度で，1 に近づくほど一致度は高い .

適格性

項目 / 点
ランダム化
割付の隠蔵
参加者
アウトカム評価者
解析方法

個別研究のバイアス・リスク

レビューワー A, B, C が独立して表 2 に基づきバイアス・の合計で判断することとした．不一致の場合の対応や一致の評価に関しては前項と同様とした．
2.9

要約尺度

要約尺度は主要アウトカムである収縮期血圧値と拡張期
血圧値（連続変数）とした．また対照群および介入群の平均差，p 値を取りまとめることとした．

バイアス・リスク評価項目、評価点および判断基準

低（0）
ランダム化
隠蔵
盲検化
盲検化
ITT*2
症例減少なし．

中 / 疑い（-1）

記載なし
記載なし
記載なし *1
記載なし
FAS*3
記載なし / 不明．連続アウトカムの場

高（-2）
非ランダム化
非隠蔵
非盲検化
非盲検化
PPS*4
症例減少があって群間バランスがFAS 解析であっても群合であって，症例減少について記載（理崩れている研究．

間バランスが取れてい由と減少数）がありベースラインパラ

恣意性・意図した症例減少が疑わる研究 .

メータに有意差なしの研究 .

れる研究．PPS でかつ 2 値アウト

非選択的

不明 / 選択的であることが疑われる研

カム .
選択的

非利益相反状態．

究
記載なし．利益相反状態．

深刻な利益相反．結果に影響を及早期試験中止なし .
-2 点から 0 点

結果に影響を及ぼさない早期試験中止 .
-5 点から -3 点

ぼす程度の早期試験中止 .
-6 点以下*1

被検物質の性状により盲検化されていたとしても容易に被験者が区別できることが予想される場合を含む．

*2

Intent to treat, *3 Full analysis set, *4 Per protocol set.

- 2 -

牧野・大渡・上野・渡部：エゴマ種子由来αリノレン酸による血圧低下機能に関するシステマティックレビュー
2.10

結果の統合

定精度の逆数を縦軸に取ったプロットで，出版バイアスがメ タ ア ナ リ シ ス は，DerSimonian-Laired 法（Random

ある場合は偏ったプロットになることが知られている．そEffect モデル）にて実施することとした．なお採用論文数のためメタアナリシスを実施する場合は，これにより考察が 6 以下で PICOS からの判断で異質性が高い場合はメタすることとした．

アナリシスを実施しないこととした．

研究内での選択的報告

2.11

全研究のバイアス・リスク

公表論文と当該臨床試験登録情報とを比較した上で選択

全研究のバイアス・リスクは，研究デザインごとに採用

的報告バイアスが疑われる場合や，同一団体による報告が論文集合のバイアス・リスク，非直接性を評価するととも多い研究が採用となった場合，レビューワー全員で批判的に，不精確，非一貫性，その他のバイアス（出版バイアス

吟味を行い，その他（出版バイアスなど）のバイアス・リなど）について評価することとした（表 3）．

スクに反映させることとした .

不精確

2.12

追加的解析

不精確は，当該研究におけるサンプルサイズあるいはア

メタアナリシスの結果，異質性がみられた場合などはサウトカムであるイベント数が少ない研究において，結論のブグループ解析や感度分析など追加的解析を行うこととし精度を表す 95％信頼区間（Confidence interval, 以下，CIた.

と略す）の幅が広くなることを指す．定性的システマティッ

2.13

エビデンスの強さ

クレビューの場合は明確な評価指数がなく，そのため臨床

エビデンス総体のエビデンスの強さは A ～ D の 4 段階

試験前に最適情報量としてサンプルサイズが設定されておグレードとし，それぞれ A：機能性について明確で十分なり，それを満たしているか判定することとした．

根拠がある場合，B：機能性について肯定的な根拠がある

非一貫性場合，C：機能性について示唆的な根拠がある場合，D：

非一貫性は研究間のばらつきを示すもので，メタアナリ
2

機能性について根拠が不十分であるが効果があるとされる

シスでの効果推定値や異質性を表す I 値によって判断す介入試験がある場合とした．研究デザインがランダム化並る．定性的システマティックレビューの場合は判断基準が行群間比較試験またはランダム化クロスオーバー試験でまなく，そのため効果指標の効果の方向性について比較するとめられたものの初期評価は A とし，非ランダム化並行こととした．なお採用論文数が 1 報のみの場合は効果指標

群間比較試験のものであればグレードダウンして B としの方向性について比較できないため，非一慣性について中た．前述の全研究のバイアス・リスクの評価（2.11 項）で/ 疑い（-1）と予め設定した .

設定した項目のうち，-2 が 1 つでもあれば 2 グレードダ

臨床試験登録の検索

ウンすることとし，-1 が複数あれば 1 グレードダウンす

出版バイアスと選択的報告バイアスを回避するため

るか全レビューワーで議論して決することとした .

UMIN-CTR と CrinicalTrials.gov に登録されている研究に

3. 結

ついてキーワード検索することとした .
著者への問い合わせ

3.1

著者への問い合わせは必要に応じて行うこととした．

果

研究の選択

スクリーニングから採用論文の絞り込みまでのフローファンネルプロット

チャートとその結果は図 1 に示した．最終的に採用となっファンネルプロットは効果の推定値を横軸に，効果の推表３た論文は 1 報で（以下，採用論文 1 と略す），後述すると評価項目，判断基準および評価点

非直接性

低（0）

基準 / 点中 / 疑い（-1）

高（-2）

不精確

PICO（4 項目）

違いなし

やや違う

大きく違う

まとめ

0 点～ -1 点-2 点～ -4 点

-5 点以下サンプルサイズが最適情報量を満たした．有意差が検出された .
集団の総数が 400 より大きい．

不明

定性的レビュー
メタアナリシス

非一慣性

定性的レビュー

メタアナリシス

介入群と対照群の効果指標に有意な差がある複数の臨床試験があって，それらの効果の方向性の一致度が高い場合 .
I2 値 40％未満

サンプルサイズが最適情報量を満たしていない．
集団の総数が 400 以下ある 集団の総数が 400 以下の場合でいは不明
あって効果推定値の 95％ CI が無効果を含む場合．
低（0） あ る い は 高（-2） 介入群と対照群の効果指標に有意のどちらでもない場合な差がある複数の臨床試験があって，それらの効果の方向性の一致度が低い場合．この場合は非一貫性の原因について考察する．
I2 値 40％以上～ 75％未満
I2 値 75％以上

- 3 -

7)
島根県産業技術センター研究報告第60号 （2024）
果
期間中に献血した1名がそれぞれ脱落した．また外れ値を

結

3.1
研究の選択
おり試験 1 と試験 2 の結果がそれぞれ報告された．なお後スクリーニングから採用論文の絞り込みまでのフロー者については介入期間が短いため本SR における採択基準示した3名 7) ，介入2週間前の血圧測定において正常血圧を試験 2示した被験者について4名がそれぞれ除外され，最終的に高用量の影響を検討するため，介入群に割り当てられた
正常高値血圧者集団は対照群41名，介入群44名，I型高血圧
チャートとその結果は図1に示した．最終的に採用となっ被験者は 1 日あたり 7.8 g のαリノレン酸（試験 1 の 3 倍を満たさないが参考として取りまとめた .
者集団は対照群10名，介入群12名で，合計107名の臨床デーた論文は1報で(以下，採用論文1と略す)，後述するとおり
用量）を，対照群に割り当てられた被験者は対照食とし
3.2 研究の特性
タが層別に解析された.
試験1と試験2の結果がそれぞれ報告された．なお後者につて 3.6 g のαリノレン酸をそれぞれ摂取した．介入期間は
採用論文 1
試験2
4 週間であった．試験開始時点で 44 名の参加であったが，オリジナルの臨床試験結果は，査読付きの英語論文といては介入期間が短いため本SRにおける採択基準を満た
7）
高用量の影響を検討するため，介入群に割り当てられた
個人的な理由で 1 名，プロトコール逸脱により 3 名，医して 2007 年に発表された ．このとき正常高値血圧者集さないが参考として取りまとめた.
7）
被験者は1日あたり7.8 gのαリノレン酸(試験1の3倍用量)
師の判断による試験中止 1 名がそれぞれ脱落した ．最終団（収縮期血圧3.2
研 究 の 特 性130 ～ 139 mmHg または拡張期血圧 85 ～を，対照群に割り当てられた被験者は対照食として3.6gの89用mmHg）とI 型高血圧者集団（収縮期血圧 140 mmHg
的に正常血圧・正常高値血圧者集団のうち対照群は
15 名，
採
論文1
αリノレン酸をそれぞれ摂取した．介入期間は4週間であ以上～ 159 mmHg または拡張期血圧 90 mmHg 以上～ 99
介入群は13 名，また I 型高血圧者集団のうち対照群は 5 名，
オリジナルの臨床試験結果は，査読付きの英語論文としった．試験開始時点で44名の参加であったが，個人的な理mmHg）は区別されずに解析された．その後，正常高値血
介入群は 6 名となり，合計 39 名の臨床データが層別解析て2007年に発表された7)．このとき正常高値血圧者集団(収圧者集団と I 型高血圧者集団とが層別に解析された結果が採された由で1名，プロトコール逸脱により3名，医師の判断による.
縮期血圧130～139 mmHgまたは拡張期血圧85～89 mmHg)
7)
用論文 1 において報告された．臨床試験は日本国内で実施
3.3 試験中止1名がそれぞれ脱落した
研究内のバイアス・リスク．最終的に正常血圧・正とI型高血圧者集団(収縮期血圧140 mmHg以上～159 mmHg
され，被験者は健康的な社会生活を営む成人男女であった．
表 2，表3 に基づく採用論文 1 のバイアス・リスク各項
常高値血圧者集団のうち対照群は15名，介入群は13名，ままたは拡張期血圧90 mmHg以上～99 mmHg)は区別されず
試験 1目の評価点は表
4 のとおりであった．なお被験者数，介入たI型高血圧者集団のうち対照群は5名，介入群は6名となに解析された．
その後正常高値血圧者集団とI型高血圧者集
被験者は正常高値血圧者とI 型高血圧者に分類される合期間，試験食を除く試験デザインは試験
1・試験 2 においり，合計39名の臨床データが層別解析された.
団とが層別に解析された結果が採用論文1において報告さ計 127 名の健常成人であった．介入群に割り当てられた被てそれぞれ共通であるため，それらのバイアス・リスクは3.3 研 究 内 の バ イア ス ・ リス ク
れた．臨床試験は日本国内で実施され，被験者は健康的な
験者は，機能性関与成分のαリノレン酸を 1 日あたり 2.6
区別しなかった .
表2，表3に基づく採用論文1のバイアス・リスク各項目の社会生活を営む成人男女であった．
g 含有するロールパンを介入食として摂取した．対照群に選択バイアス
評価点は表4のとおりであった．なお被験者数，介入期間，
割り当てられた被験者は，αリノレン酸を1 日あたり 1.2
採用論文 1 の被験者は研究非関与者によって血圧値と年試
験1
試験食を除く試験デザインは試験1・試験2においてそれぞg 被験者は正常高値血圧者とI型高血圧者に分類される合含有するロールパンを対照食として摂取した．試験期間
齢，性別，体重，BMI，栄養摂取量などの交絡因子が同様れ共通であるため，それらのバイアス・リスクは区別しな
は 12 週間で，介入開始前 2 週間と介入終了後 4 週間がそになるよう二群割り付けされた．二群間でそれらに有意差
計127名の健常成人であった．介入群に割り当てられた被かった.
れぞれ前観察期間と後観察期間として設定された．臨床試 g はなかった．次に別の研究非関与者によって介入群と対照
験者は，機能性関与成分のαリノレン酸を1日あたり2.6
験開始時点では 127 名の参加であったが，個人的な理由で群の割り当てが行われた．しかし隠れた交絡因子の存在は

7 名，プロトコール逸脱により 3 名，また医師の判断によ否定できず，またランダム割り振りがあったかどうかの記

り 2 名，試験期間中に献血した 1 名がそれぞれ脱落した ．

述はないため，中 / 疑い（-1）と評価した．

また外れ値を示した 3 名 ，介入 2 週間前の血圧測定にお割り付けの隠蔵

含有するロールパンを介入食として摂取した．対照群に割り当てられた被験者は，αリノレン酸を1日あたり1.27） g含有するロールパンを対照食として摂取した．試験期間は127）週間で，介入開始前2週間と介入終了後4週間がそれぞれ前いて正常血圧を示した被験者について 4 名がそれぞれ除外

観察期間と後観察期間として設定された．臨床試験開始時され，最終的に正常高値血圧者集団は対照群 41 名，介入点では127名の参加であったが，個人的な理由で7名，
プロ
群 44 名，I 型高血圧者集団は対照群
10 名，介入群 12 名で，PubMed （ｎ ＝41）

採用論文1
表４ 採用した論文の質評価結果
研究コード
個
試験11
試験2
採用論文
別
研研究コード研究デザイン
試験 1 試験 2
究研究デザインプラセボ対照二重盲検並行群間比較

個別研究

トコール逸脱により3名，また医師の判断により2名，試験合計 107 名の臨床データが層別に解析された.

被験者の二群割り付けを担当したものと介入または対照採用した論文の質評価結果

表4

プラセボ対照二重盲検並行群間比較
ランダム化

J-Dream III （ｎ ＝8）①選択バイアス①選択バイアス

データベース検索により特定された文献（n =49)

１次スクリーニングの対象文献

除外文献（n =49）（n =35 ）本文を入手し、適格基準に合致しているかを精査した文献（n = 14）

バイアス・リスク

他の情報源から特定された文献（n =0）

本文を精査した結果、除外すべき理由があり除外した文献（n = 13）

図1

- 4 -

0

0

0

0

−2
0

-1

−1

⑥その他のバイアス⑥その他のバイアス

-1

−1

まとめ
まとめ

-1

−1

対象対象

0

介入

0

まとめ

図1 論文検索フローチャート

0

0

0

まとめ

論文検索フローチャート

割り付けの隠蔵

-2

介入
非
直対照
対照
接
性アウトカムアウトカム

メタアナリシスを行った文献数（n=0）-1②盲検性バイアス 参加者
バ
参加者
イ②盲検性バイアス③盲検性バイアス アウトカム評価者
ア③盲検性バイアス アウトカム評価者
ス
ITT, FAS, PPS④症例減少
・④症例減少ITT, FAS, PPS
リ
バイアス
不完全アウトカム
不完全アウトカムス バイアスク⑤選択的アウトカム報告⑤選択的アウトカム報告

非直接性

データの統合に用いた文献数（n =1）

−1

ランダム化
割り付けの隠蔵

0
0
0

00

0

0

−2

-2

0
0

0
0

-1

0

0
0
−1

牧野・大渡・上野・渡部：エゴマ種子由来αリノレン酸による血圧低下機能に関するシステマティックレビュー
表5

採用論文 1

研究コード

試験 1
正常高値血圧者
収縮期血圧 拡張期血圧

試験 2プラセボ対照二重盲検並行群間比較試験
Ｉ型高血圧者
正常・正常高値血圧者
Ｉ型高血圧者
収縮期血圧 拡張期血圧 収縮期血圧 拡張期血圧 収縮期血圧 拡張期血圧（mmHg）-4.1-8.2**-5.9**（mmHg）
-3.0
-8.3*
-3.3

研究デザイン
効果指標
対照群内平均差
介入群内平均差
群間平均差

採用論文 1 における各群の平均値差（mmHg）-1.9-3.3-4.4**（mmHg）
-5.0
-6.1
-1.3

（mmHg）-6.0**
3.0
5.0（mmHg）
-1.8
3.7
4.3

（mmHg）-1.0-6.0**-7.0（mmHg）
4.2
-4.2
-6.1

試験 1：対照群と介入群の群内平均差（0 週と 12 週）と群間平均差（12 週）は，前値と後値を採用論文 1 のグラフから読み取りそれぞれ計算した .
試験 2：対照群と介入群の群内平均差（0 週と 4 週）と群間平均差（4 週）は，採用論文 1 記載値を用いそれぞれ計算した .
***p<0.05, 0.05 ≦ p<0.1（採用論文 1 から引用）.
の属性を割り当てしたものが異なるため，低（0）と評価

非直接性のまとめ4 項目の評価結果の合計から試験 1 と試験 2 でそれぞれした .
盲検性バイアス（参加者）

低（0）と中 / 疑い（-1）と評価した．試験 1 と試験 2 における非直接性評価に対するレビューワー 3 名の単純な一二重盲検であるため，低（0）と評価した．
盲検性バイアス（アウトカム評価者）

致率は 100％，κ係数は 1.00 であった．
3.4

二重盲検であるため，低（0）と評価した．
症例減少バイアス（ITT, FAS, PPS）

個別の研究の結果

採用論文 1

PPS 解析であるため，高（-2）と評価した．

採用論文 1 における各群の平均値差を表 5 にまとめた．

症例減少バイアス（不完全アウトカムデータ）

なお試験 1・正常高値血圧者集団において収縮期血圧と拡

介入群と対照群の構成人数に顕著な違いは存在しないた

張期血圧の群間平均差（12 週）はそれぞれ -5.9 mmHg とめ，低（0）と評価した .

-4.4 mmHg（いずれも採用論文 1 のグラフから読み取った

選択的アウトカム報告値）で，いずれも有意水準 5％の有意差を認めた．16 週（後解析時の外れ値検定に基づき 3 名が脱落され，また研究観察期間）においてそれらは上昇し，このときいずれも群計画どおりの方法で解析・報告されているかの記載がなく，間有意差は認められなかった（p ≧ 0.1）．

プロトコールの事前登録もない．そのため中 / 疑い（-1）

3.5

結果の統合

本 SR では採用論文数が 1 であったため，メタアナリシと評価した .
その他のバイアススによる結果の統合を行わなかった .

臨床試験やデータ解析は論文著者の所属する会社からの

3.6

全研究のバイアス・リスク

採用論文 1・試験 1 におけるエビデンス総体を以下のよ提供によって行われたため利益相反状態にあると考えられた．そのため中 / 疑い（-1）と評価した .

うに取りまとめた．また各項目の評価結果は表 6 のとおり

バイアス・リスクまとめであった．

8 項目のバイアス・リスクの評価点の合計は -5 であっバイアス・リスクたため，中 / 疑い（-1）と評価した．バイアス・リスク

採用論文数は 1 で，当該研究ではランダム化に関した記

評価に対するレビューワー 3 名の評価の単純な一致率は述がなく，また PPS 解析であったこと，UMIN-CTR の活75％，κ係数は 0.686 であった．

用がなされていないこと，資金提供に関した利益相反を否

非直接性

定できないなどのことから，中 / 疑い（-1）と判断した．

表 3 に基づく採用論文 1 の非直接性各項目の評価点は非直接性
採用論文 1・試験 1 では，本 SR で設定した PICOS にほ

表 4 のとおりであった．なお介入を除く対象，対照，アウトカムの項目は，試験 1 および試験 2 ともそれぞれ低（0）ぼ準じているため，低（0）と評価した .

と評価した．試験 1 における介入の項目は適格基準と相違

不精確
有意差が検出されているため，低（0）と評価した .

ないため低（0）と評価したが，試験 2 におけるそれは介入期間が 4 週間であり適格基準を満たさないため高（-2）

非一貫性
採用論文数が 1 であることから評価を行わなかった .

と評価した．

- 5 -島根県産業技術センター研究報告
表６

研究デザイン / 研究数
バイアス・リスク

いない正常高値血圧者に対して肯定的な根拠があると考え血圧の低下
プラセボ対照二重盲検
並行群間比較試験 /1
-1

非直接性

0

不精確

0

非一貫性

評価せず

その他（出版バイアスなど）られる．一方，I 型高血圧者集団介入群については 12 週間の介入で拡張期および収縮期血圧平均値差はそれぞれ負の値であったが，有意水準 5％の有意差を示すには至らなかった．このとき I 型高血圧者集団の被験者数は 22 で，正常高値血圧者集団の被験者数 85 と比べて少なく，検出力が弱まった可能性がある．そのため I 型高血圧者に対する有-1

上昇要因（観察研究）（観察研究は含まれない）

効果指標（定量的統合は行わない）

各群の前後の値

エビデンスの強さ（2024）

ことよりαリノレン酸の血圧低下作用は，疾病に罹患してエビデンス総体の質評価結果

アウトカム

第60号

効性は，現時点では保留とすることが合理的であるといえる.
機能性関与成分の定量的・定性的同等性について

中（B）

αリノレン酸は 3 つの cis 二重結合をもつ直鎖 18 炭素のカルボン酸で単一の低分子であるため，基原による定性的

その他（出版バイアス）

同一性については考慮する必要が無い．製品中のαリノレ

UMIN-CTR と ClinicalTrials.gov で検索を実施した結果，ン酸の定量的・定性的同等性については，ガスクロマトグ

未出版のデータは見当たらなかった（令和 3 年 6 月 9 日実

ラフによる分析法にて評価可能である .

施）．しかし採用論文数が 1 のため，出版バイアスの可能研究の外挿性採用論文 1 は日本人の健常成人を被験者とする臨床試験

性は否定できない．そのため中 / 疑い（-1）と評価した．
エビデンス総体のエビデンスの強さを報告したものである．そのため本 SR の結果は，日本人採用論文数は 1 であり，ランダム化に関した記述がなかったため初期評価は（B）とした．バイアス・リスクは集団へ適応が可能であると考えられる．
有害事象について

中 / 疑い（-1）であるものの，非直接性と不精確の評価は

n-3 系多価不飽和脂肪酸であるαリノレン酸はヒトではそれぞれ低（0）であった．また採用論文数が 1 のため非生合成できず外部から摂取する必要があり，その欠乏は皮一貫性は評価されず，出版バイアスについても否定できな

膚炎や神経障害に関わっているい．しかしそれらのバイアスは評価を下げるほど深刻ではであると見なされ，国内では栄養機能食品として機能性をないと判断し，最終的にエビデンスの強さは中（B）で，表示できる栄養成分の一つである．αリノレン酸はエゴマ

その機能性について肯定的な根拠があると評価した .

油，亜麻仁油に多く含まれており，それらは日本国内にお追加的解析

いて古くから食品原料として使用されており追加的解析は行わなかった .

4. 考
4.1

8）, 9）．そのため必須脂肪酸10）, 十分な食経験があるといえる．ただし油は高カロリーな食材であるため摂取過多は避けるべきである．採用論文 1 では 1 日あ察

たり 2.6 g のαリノレン酸摂取 12 週間の介入試験が，また少人数で 1 日あたり 7.8 g のαリノレン酸摂取 4 週間の介

エビデンスの要約入試験が実施された．いずれの介入試験においても下痢や有効性について本 SR は，「αリノレン酸を含有する食品の経口摂取が副作用と疑われる有害事象は報告されなかった．海外では正常高値血圧から I 型高血圧を含む健常成人の血圧を低下

αリノレン酸摂取による前立腺がんのリスクについて評価させるか」というリサーチクエスチョンについて検証されしたメタアナリシスが実施されているが，結論には至ってた．データベース検索によって 49 報の論文を抽出し，そいないれらの採否を採択基準に基づいて検討した結果，採用論文

ころ，亜麻仁油摂取とエゴマ油摂取による被害事例がそれは 1 報となった．採用論文 1 では正常高値血圧者の集団とぞれ 1 件と 2 件報告されている

I 型高血圧者の集団がそれぞれ層別に解析され，血圧を評相互作用について厚生労働省 e- ヘルスネットと城西大学

価する指標は収縮期血圧および拡張期血圧であった．主要

薬学部食品 - 医薬品相互作用データベースにて調査したとアウトカムである血圧低下作用は肯定的で，1 日あたり 2.6

ころ，それぞれ有害事象の報告はなかった .

g のαリノレン酸を 12 週間摂取することにより正常高値

以上のことから，まれにアナフィラキシーショックを誘発

血圧者集団の介入群における拡張期血圧平均値および収縮する可能性があるものの，その頻度は通常の食材と同じか

期血圧平均値は同集団対照群のそれらと比較してそれぞれ

むしろ低いと考えられ，αリノレン酸の摂取において有害

有意に低下した．また介入終了 4 週後における同集団介入

事象が起きる可能性は低く，安全性に問題は無いと考えら群の同平均値は，群間で有意差がないレベルまで上昇し，れる .

このこともその介入による効果を支持している．これらの- 6 -11）, 12）．アナフィラキシー反応について調査したと13）, 14）．一方，医薬品との牧野・大渡・上野・渡部：エゴマ種子由来αリノレン酸による血圧低下機能に関するシステマティックレビュー
4.2

SR の結果と表示しようとする機能性の関連性

補足表 1

食品性状

各レビューワーの所属と役割所属（学位）

略称

採用論文 1 における臨床試験ではαリノレン酸を含有

島根県産業技術センター（博士（理学））Aする液状油を一般的な食品（ロールパン）に加工して摂島根県産業技術センター（学士（農学））B

取させていることから，一般的な性状の食品であれば本レ

島根県産業技術センター（博士（農学））C

ビュー結果を適用できると考えられる．一方，αリノレン

有限会社健康栄養評価センター（博士（医学））酸は不飽和脂肪酸であるため，飽和脂肪酸と比較して加熱

役割

D
担当

や光，酸素によって酸化されやすい．従って長時間にわた

レビュープロトコールの作成

A

り高温状態で調理される食品への適用では，本レビューのリサーチクエスチョンと PICOS の設定

A

結果と同様の効果が得られない可能性がある．

検索式の決定A

4.3

論文スクリーニング

A, B, C

バイアス・リスクの評価

A, B, C

エビデンス総体の質評価

A, B, Cであり，被験者の割り付けがランダムに行われたかどう

SR の作成A, B, C

かの記述はない．交絡因子となり得る年齢，体重，身長，

届出資料作成の指導

D

BMI，収縮期血圧，拡張期血圧，試験開始前の栄養摂取状

全体の批判的吟味

D

限界

研究レベルとアウトカムレベルでの限界の記述
採用論文 1 はプラセボ対照二重盲検並行群間比較試験

態が考慮されたうえで二群割り付けされ，バイアスが生じないようデザインされた実験ではあるものの，隠れた交絡

7. 参考文献

因子の可能性が否定できない .
レビューレベルでの限界の記述

１）D joussé, L., Arnett, D. K., Pankow, J. S., Hopkins, P. N.,
Province, M. A., Ellison, R. C. Dietary linolenic acid is

II 型高血圧診断レベル以上の高血圧者，罹患者や投薬を

associated with a lower prevalence of hypertension in the

受けているもの，妊婦や授乳婦，未成年者における効果に

NHLBI Family Heart Study. Hypertension, 2005, vol. 45, no. 3,

おける効果は不明であった．また採用論文数が 1 のため非一貫性は評価されず，また出版バイアスについても否定できない．なお採用論文 1 の試験 1 における I 型高値血圧者

p.368–373.
２）Sekine, S., Sasanuki, S., Aoyama, T., Takeuchi, H. Loweringsystolic blood pressure and increases in vasodilator levels in

集団介入群の介入前後の収縮期血圧平均値を比較すると低SHR with oral alpha-linolenic acid administration. Journal of

値の傾向を示したが，拡張期血圧平均値については有意差が認められなかった．採用論文 1・試験 2 では，試験 1

oleo science, 2007, vol. 56, no. 7, p.341–345.
３）Salonen, J. T., Salonen, R., Ihanainen, M., Parviainen, M.,
Seppänen, R., Seppänen, K., Rauramaa, R. Vitamin Cの 3 倍用量で介入期間 4 週間の小規模な集団で臨床試験を

deficiency and low linolenate intake associated with elevated

行ったが，このとき正常血圧・正常高値血圧者集団の群間

blood pressure: the Kuopio Ischaemic Heart Disease Risk

および I 型高血圧者集団の群間のいずれにおいても，拡張

Factor Study. Journal of hypertension. 1987, vol. 5, no. 5,期および収縮期血圧平均値のいずれにおいても低下効果が有意差をもって認められなかった．これらのことから今後の研究によってレビューの結果は変わる可能性があり , 研

p.S521–524.
４）消費者庁食品表示企画課長通知．機能性表示食品の届出等に関するガイドライン．平成 27 年 3 月 30 日消食表第 141 号 ,究進展に伴って追加的な解析や評価が必要である .
4.4

改 正 令 和 3 年 3 月 22 日 消 食 表 第 120 号， 消 費 者 庁，2021，
56p．

結論

αリノレン酸は 1 日あたり 2.6 g の経口摂取によって正５）小島原典子，中山健夫，森實敏夫，山口直人、吉田雅博編集，
Minds 診療ガイドライン作成マニュアル 2017，公益財団法

常高値を示す健常成人の血圧を低下させると考えられる .

5. 謝人日本医療機能評価機構 EBM 医療情報部．2017６）Moher, D., Liberati, A., Tetzlaff, J., Altman, D. G., PRISMA

辞Group. Preferred reporting items for systematic reviews

SR の作成には有限会社健康栄養評価センターの柿野賢

2009, vol. 6, no. 7, e1000097.

一氏にご助言，ご指導いただいた．ここに謝意を示す .

6. 補and meta-analyses: the PRISMA statement. PLoS medicine,７）Takeuchi, H., Sakurai, C., Noda, R., Sekine, S., Murano, Y.,足Wanaka, K., Kasai, M., Watanabe, S., Aoyama, T., Kondo, K.
Antihypertensive effect and safety of dietary alpha-linolenic

利益相反に関して申告すべき事項
本 SR は島根県産業技術センターで実施した．外部からの資金提供など申告すべき事項はない．

acid in subjects with high-normal blood pressure and mild
hypertension. Journal of oleo science, 2007, vol. 56, no. 7,
p.347–360.

- 7 -島根県産業技術センター研究報告８）Bjerve K. S. n-3 fatty acid deficiency in man. Journal of

第60号（2024）

12）Carayol, M., Grosclaude, P., Delpierre, C. Prospective studies

internal medicine. 1989, Supplement, 731, p.171–175

of dietary alpha-linolenic acid intake and prostate cancer９）Holman, R. T., Johnson, S. B., Hatch, T. F. A case of humanrisk: a meta-analysis. Cancer causes and control, 2010, vol.

linolenic acid deficiency involving neurological abnormalities.
The American journal of clinical nutrition, 1982, vol. 35, no. 3,

21, no. 3, p.347–355.
13）Alonso, L., Marcos, M. L., Blanco, J. G., Navarro, J. A., Juste, S.,

p.617–623.

del Mar Garcés, M., Pérez, R., Carretero, P. J. Anaphylaxis
caused by linseed（flaxseed）intake. The Journal of allergy10）中山 誠二 , 中部高地における縄文時代の栽培植物と二次植生の利用 , 第四紀研究 , 2015, vol. 54, no. 5, p.285-298.
11）B rouwer, I. A., Katan, M. B., Zock, P. L. Dietary alphalinolenic acid is associated with reduced risk of fataland clinical immunology, 1996, vol. 98, no. 2, p.469–470.
14）Jeong, Y. Y., Park, H. S., Choi, J. H., Kim, S. H., Min, K. U.

coronary heart disease, but increased prostate cancer risk: ameta-analysis. The Journal of nutrition, 2004, vol. 134, no. 4,
p.919–922.

- 8 -Two cases of anaphylaxis caused by perilla seed. The
Journal of allergy and clinical immunology, 2006, vol. 117, no.
6, p.1505–1506.