日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1：5 - 13

特

2019

集

健康格差社会と転倒予防
近藤克則

千葉大学予防医学センター社会予防医学研究部門
国立長寿医療研究センター老年学・社会科学研究センター老年学評価研究部

要旨「健康日本 21（第 2 次）
」で「健康格差の縮小」が政策目標になった。転倒やその関連要因における健康格差を紹介
し，環境への介入による対策の可能性を示したい。
健康格差とは，「地域や社会経済状況の違いによる集団間の健康状態の差」のことである。転倒についても，都市に比べて農村，高所得・高学歴者に比べて低所得・低学歴者に多いという健康格差がある。その生成プロセスは，地域レベルの因子や社会階層，社会参加，ネットワーク・サポートなどの社会経済的因子が，うつや歩行量などに影響を及ぼし，それらが転倒を増減するものである。
社会参加を促す地域介入を試みると，社会参加は増え，参加群で認定率が低かった。今後，どのような環境への介入で，人々の行動がどのように変わり，健康指標まで改善するのかを検証し，効果的なゼロ次予防策を蓄積していく必要がある。

キーワードⅠ

健康格差社会

健康の社会的決定要因

はじめに

環境要因

Ⅱ

社会参加

ゼロ次予防

健康格差社会とは何か―転倒が多いまちがある1）

日本が「健康格差社会」 であることが徐々に浸透し，健康格差とは，「地域や社会経済状況の違いによる集

NHK スペシャルで「健康格差」が取り上げられるなど団間の健康状態の差」2）のことである。転倒についても，広く認知されるようになった。そして「健康日本 21（第2 ～ 4 倍の地域間格差があることが分かってきた。

2）2 次）」 では，「健康格差の縮小」が政策目標になった。

われわれは，要介護認定を受けていない 65 歳以上

しかし，健康格差が転倒者割合にまでみられること，身の高齢者を対象にした自記式調査による日本老年学

体機能のみならず社会環境要因も転倒のリスクであるこ的 評 価 研 究（Japan Gerontological Evaluation Study，と，社会環境要因から転倒に至るプロセス，そしてそれ

JAGES）4）に取り組んでいる。その中では「過去 1 年間

らに対して，どのような対策があり得るのかという論議に転んだ経験はありますか」と尋ね，「何度もある」「1がさほど深まっているようにはみえない。

度ある」「ない」の 3 つの選択肢から回答してもらってそこで小論では，拙著『健康格差社会への処方箋』（医いる 5）。

学書院，2017）3）などをもとに，転倒やその関連要因にまず同じ A 県内の 7 つの市町間（n ＝ 8,943 人）で比関する地域間の健康格差やその生成メカニズムを紹介

較してみると，転倒が「何度もある」と回答した者の割し，環境への介入による転倒予防対策の可能性を考えた合（以下，転倒者割合）は，8.3（8.0 〜 10.1）％であっい。

た。ロジスティック回帰分析で，転倒と関連する 26 変数（年齢・性別の 2 変数，疾患・ADL など 14 変数，歩連絡先：千葉大学予防医学センター社会予防医学研究部門〒 260-8670

近藤克則



千葉県千葉市中央区亥鼻 1-8-1（医学部本館）

TEL：043-226-2016

E-mail：kkondo@chiba-u.jp

受付日：2019. 4. 8

受理日：2019. 4. 8

5

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

行・運動の 2 変数，心理・社会的要因 4 変数，環境因子

ほど転倒者割合は有意に高かった。またスポーツグルー

4 変数）を調整しても，3 割以上（オッズ比 0.673）転倒

プへの参加割合（図 1 横軸）との関連を検討すると，そ6）が少ない市町があった 。

れが高 い 小 学 校 区 ほ ど 転 倒 者 割 合 が 有 意 に 少 なか っ
た （－ 0.60）。転倒においても，このような地域間や社

過去 1 年間の転倒が「何度もある」「1 度ある」と回会経済的に異なる集団間に健康格差が認められる。

答した人の割合を 9 市町の 64 小学校区間（n＝ 16,102人）で比較すると，転倒者割合における地域間の健康格

Ⅲ

差は拡大した（図 1 縦軸）7）。小学校区間の人口高齢化

個人レベルにおける健康格差と関連要因の違いの影響を除くために，前期高齢者でかつ，転倒リ

図 1 は地域相関分析なので，個人レベルでも必ずしもスクである「ADL 低下」や「うつ」がない者に限定し同じ関連がみられるとは限らない。そこで，個人レベても，転倒者割合は小学校区間で 7.4 ～ 31.1 ％と 4 倍以

ルを分析単位として，多変量解析をした結果を図 2 8）に上の差があった。どのような地域に多いのか，関連要因示す。対象は，全国 31 市町村の高齢者のうち，要介護を探ってみると中・高所得が少ない地域（Spearman 順

認定を受けておらず，かつ日常生活動作自立者で，分位相関係数＝－ 0.54），高学歴者が少ない地域（－ 0.41）

析に用いたデータに欠損のない 90,610 人で，年齢や性

（％）
40
過去

対象：6 保険者（ 9 市町）の要介護認定を受けていない人で，郵送調査 に 回 答 し た 29,117 人（回 答 率
62.3％）のうち 65 ～74 歳，ADL 自立者，うつなしの者 16,102 人に限定転倒率：7.4 ～ 31.1 ％と 4 倍以上の差ス ポ ー ツ 組 織 参 加 率 と 負の 相 関（－0.60）

30

年 間 の転倒割合

1

20

10

0

0

20

40（％）

スポーツ組織への参加割合
注：小学校区（n=64）の前期高齢者における割合
図1

過去 1 年間の転倒割合とスポーツ組織への参加（週 1 回以上）割合との関係
林尊弘・近藤克則ほか，厚生の指標 61（7）：2014, p.4

2.5

スポーツグループに毎日参加者は34％転倒少ない

オッズ比

2

うつは
転倒リスク

高学歴者は
転倒少ない

1.5

都市ほど
転倒少ない
良い

1

中位

0.5
人口密度

30

坂や段差

分以上
歩行／日

うつ

手すりなしで
立てる

教育歴

年齢

図2

悪い
スポーツグループ
参加

0

同時投入した 14 変数のうち有意な主なもの

転倒の主なリスク因子

Hayashi T, Kondo K, Suzuki K, Yamada M , Matsumoto D：Factors Associated with Falls in CommunityDwelling Older People with Focus on Participation in Sport Organizations：The Japan Gerontological
Evaluation Study Project ,“ BioMed Research International 2014 ; 2014 : 537614. doi：10.1155/2014/537614.
Epub 2014 May 13. から作成

6

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

1.0
0.8

性

教育歴

基準

0.6

基準

基準

0.94

0.71

就業状態

0.69

0.79

0.55
*

農林・漁業職

*

未就職

*

0.67

販売・サービス*

技能・労務職*

専門・技術職*：p<0.05

管理職

万円

250

事務職

250 150 150

*

就業者
退職者／
非就業者

6

12 9
年 年

*
万円未満

13 10 6

〜

*
万円以上

*

〜

*

〜

N= 78,002

*
年以上

男性

女性

*

0.91 0.88

0.58

0.44

0.2

最長職
基準 1.03

基準

0.96

0.75

0.4
0.0

収入

年未満

多 ↑スポーツグルー プ へ の 参 加 ↓ 少

1.2

健康格差社会と転倒予防

出所：JAGES Press Release No : 065 ‒15 ‒10. https : //www. jages.net /pressroom
図3

スポーツグループ参加と社会経済的要因

Yamakita M, Kanamori S, Kondo N, Kondo K. Correlates of Regular Participation in Sports
Groups among Japanese Older Adults : JAGES Cross-Sectional Study. PLoS One. 10 : e0141638.
2015. doi : 10.1371/journal. pone. 0141638. PMID : 26512895 から作成

別，社会経済的地位（教育年数，等価所得），身体機能度は，公園の近くに住む人ではおよそ 2 割多い 10）など，（歩行時間や外出時間など），周辺環境など計 14 変数を暮らしている環境の影響を受けている。また図 4 11） に説明変数とするロジスティック回帰分析を行った。その示すように，30 年ほどの間に，運動・スポーツを週 3

結果，スポーツグループに参加していない者に比べ，ス日以上する人の割合は 3 倍近くに増えている。これほどポーツグループ参加者では，参加頻度が増えるにつれての差は，この 30 年間に運動好きな遺伝子などを持つ個

転倒経験が「何度もある」のオッズ比が小さくなってい人が 3 倍に増えたというよりは，社会環境の変化の影響た（週 1 回程度：オッズ比 0.82，週 2 ～ 3 回程度：0.81，を受けたとみるほうが自然だろう。

ほとんど毎日：0.67）。

スポーツグループに参加している人が多い地域で転倒

このようにスポーツグループへの参加は転倒リスクをが少ないという現象も，スポーツをしている個人が多い

抑制するが，どのような人でスポーツグループ参加割合

からという面以外に，スポーツグループに参加しているは高いのか。要介護認定を受けていない 78,002 人の高人が多い地域がもつ性質による波及効果があることが分齢者を対象に出現割合比（Prevalence Ratio：PR）を求

かってきている。個人レベルと地域環境レベルの両方9）めた（図 3） 。すると，教育年数が短い者，低所得者，の独立した関連を検証するマルチレベル分析をしてみる

就業者，最長職が農林・漁業職で有意に低かった。つまと，その人自身がスポーツグループに参加しているか否り，社会経済的な集団間には，スポーツグループへの参かに関わらず，スポーツグループに参加する人が多い地

加など健康に望ましい行動における格差もみられること

域では，うつと判定される人の割合が少ないことが横が分かる。

断分析 12） のみならず縦断分析 13） でも確認された。プロスポーツやワールドカップなどでも，本拠地・母国でⅣ

環境要因と転倒

紹介したような個人レベルの転倒関連要因に着目した分析では見落とされがちな要因がある。それは環境要因の試合のほうが，アウェー（遠征地）での試合よりも，同じ選手（たち）であるにも関わらず，存分に力を発揮できるのは，声援・環境の影響だろう。

である。例えば，図 2 をみると，人口密度の高低で 3 つ

つまり，転倒リスクにも，個人の持つ属性というミクに分けた都市的地域に比べ農村的地域では転倒者割合がロの要因に加えて，暮らしている環境というマクロの要高い。これを図 3 で示したように農林・漁業職という個因も関与しているとみることができる。

人属性だけが原因であると解釈してしまいがちである。
しかし，その人の職業に依らず，暮らしている農村的な地域環境要因や地域の持つ性質によってもたらされている面もある。
例えば，転倒予防に有効な運動・スポーツの実施頻Ⅴ

社会・環境要因から転倒に至るプロセス

数多くの横断および縦断研究を重ね，図 5 1）に示すような関連やプロセスがあることを検証してきた 4）。左手にある都市的 / 農村的環境や，所得格差の大きさ，ソー7日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019（％） 全国の 18～79 歳の男女に対して，登録モニターによる WEB アンケート調査を実施。
60 調査対象の人口構成比に準拠した割付を行い，20,000 件を回収。

週 １日以上（全体）
週 3 日以上（全体）

40
30

27.8

29.9

34.8

20

0

H3

47.5
40.4

38.5

37.2

42.5

30%

20.0

18.2

23.5

21.7

20.6

24.4

13.3

6

65％

27.8 程度

19.6 19.7

調査方法の変更
9

12

15

18

21

24

29
33

年）目標値

10 11.9

18.3

45.3

44.4

2

55.1 程度
51.5

平成 31 年 1 月 11 日（金）～1 月 29 日（火）に実施。

50

第 期スポーツ基本計画（平成 〜

週 1日以上運動・スポーツをする者の割合は20歳以上男女の平均で55.1％（前年度から3.6ポイント増）

27 28 29 30（年度）

出典：「体力・スポーツに関する世論調査（平成 24 年度まで）および 「東京オリンピック・パラリンピック
に関する世論調査（平成 27 年度）」，「スポーツの実施状況に関する世論調査（平成 28 年度から）」
出所：スポーツ庁：平成30年度「スポーツの実施状況等に関する世論調査」の概要についてhttp : //www. mext. go. jp/sports/b_menu/shingi/001_index/bunkabukai002/shiryo/__icsFiles/aﬁeldﬁle/2019/04/03/1414971_02.pdf
図4

運動・スポーツ実施率は増加

抑うつ

生物的因子

主観的
健康感

生活
習慣
食事

心理・
社会的因子

運動
趣味・生きがい
閉じこもり

タバコ
アルコール

神経
内分泌
免疫

健康状態

生き抜く力

心理的因子

社会的サポート・ネットワーク

VS

個人レベルの因子
社会階層（学歴・所得など）

社会経済的因子
図5

地域レベル 都市的 農村的地域
所得格差（相対所得仮説）の特徴
ソーシャル・キャピタル

地域レベル
の因子

代謝

社会・環境要因から健康に至るプロセス
近藤克則．健康格差社会－何が心と健康を蝕むのか．医学書院，2005, p28.

シャル・キャピタル（人々のつながり）の豊かさなど地地域環境や社会経済的要因，人間関係や社会参加のしや域レベルの社会経済的因子から，学歴や所得などの社すさの影響も受けているという生態学的な健康観，言い会階層，社会参加とそこから得られる社会的サポート・

換えれば「木だけでなく森を見る」健康観が必要である。

ネットワーク，うつなどの心理的因子や趣味・生きがいなど外出目的や機会の多さなどを通じて，歩行量や運動Ⅵ

なぜ転倒予防教室は見直しを迫られたのか？

習慣に影響を及ぼし，それらが転倒を増減するというプ

2006 年の介護保険法改正により予防重視型システム

ロセスである。一例を加えれば，同じ運動でも，一人でへの転換が図られ，転倒予防教室などの介護予防事業がしている人よりもグループで運動している人のほうが，全国で取り組まれた。そこでは要支援・要介護に陥るリ

転倒リスクが 25 ％（オッズ比 0.75）も低い

14）

。つまり，

スクの高い特定高齢者を基本チェックリストなどで選別

健康（行動）や転倒を，個人の行動（選択）によってのし，介護予防教室の対象とする二次予防事業が中心でみ規定されているという個人主義的な健康観を超えて，あった。しかし，それはうまく行かず，2015 年度から

8

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

健康格差社会と転倒予防

住民主体の通いの場を増やすなど「地域づくりによる介待したほどにはうまく行かないことが明らかになり，戦護予防」へと見直された。

略を見直すときがいずれ来る」と書いた。

その理由は，以下のように説明できる。ハイリスク戦

その時，見直す方向は，ハイリスクな個人の生物医学略による二次予防事業がうまく機能するには，少なくと的要因にのみ介入する戦略でなく，地域レベルの環境要

3）

も次の 4 条件が必要である 。①リスクが比較的少数の因も含めた社会的要因にアプローチするポピュレーショ

特定の異常者に限ってみられ，②ハイリスク者を見つけン戦略だろうと推論できた。それには，どのようなアプる方法が確立し，③ほとんどのハイリスク者に対する長ローチがあって，果たして介護予防効果はあるのか。そ期間にわたり有効な治療法も確立しており，④それが現れを確かめるには，実際に地域介入をして検証する必要

実的にほとんどの人に提供可能な場合である。それに対があった。

し，介護予防事業の対象者を早期発見する基本チェック

そこで愛知県武豊町（人口約 4 万人）において，町とリストは開発され妥当性も検証されたものの，2014 年

共同して，高齢者が集まり，楽しみ，交流できる「憩い時点の高齢者人口約 3,200 万人のうち，基本チェックリのサロン」を開設する地域介入研究に取り組んできストを送付されたのは約半数で，回答者のうちハイリス

た 3）16）17）。住民ボランティアを募って企画を考えてもク者該当率は 3 割にのぼり 300 万人を超えた。これにはらったところ，健康体操に限らず，手工芸や音楽演奏な

約 3 割の無回答者や基本チェックリストを送付していな

どの趣味活動や，運動会などの季節行事，保育園児や大い 1,500 万人の中のハイリスク者は含まれていない。こ学生との交流まで，多彩なメニューを考え，参加型の活れでは条件①，②を満たしているとは言いがたい。また動を運営してくれた。そこで，高齢者が歩いて参加でき

ハイリスク者と判定された人たちを誘っても多くはプロるよう「憩いのサロン」を町のあちこちに作り，すべて

グラムに参加せず，目標に掲げられた高齢者人口の 5 ％の高齢者が社会参加しやすい環境づくりをめざした。町に対し 0.8 ％に留まった。さらに 2007 年までの転倒予は運営費や広報などの側面で支援をし，研究者は相談に防プログラムの効果を検証した 19 編の無作為化対照比

乗るとともに評価を担当した 18）。

較試験（RCT）をシステマティックレビューとメタ分
析した Gates ら

15）

プロセス評価として，参加者に調査をしてみると，うによれば，介入群の転倒リスクは 1つの予防をはじめ健康によいと分かっている社会的サ

割抑えられていたが，統計学的には有意でなかったとい

ポートの授受が増えたと回答する人がサロン参加者のう。参加して身体機能が向上しても 3 か月間などのプロ

35.0 ～ 87.5 ％おり 19）20），健康情報の授受の場にもなっグラムが終了した後に再び機能が低下することが指摘さていた 21）。また非参加群に比べ参加群には，新たにスれた。つまり 2006 年度から導入された二次予防事業にポーツの会などに参加を始めた者が多かった 22）。

は，①〜④の 4 条件すべてにおいて限界があることが明らかになってきた。

武豊町以外を含む JAGES 参加 7 市町の通いの場 109
か所を利用している 2,983 人（回収率 90.3 ％）の回答

言い換えれば個人の身体機能など生物医学的な側面の（図 6）によると，「しあわせを感じるようになった」がみに着目したハイリスク戦略偏重の限界が明らかになっ

80.2 ％，「気持ちが明るくなった」が 75.6 ％，「通いのた。そのために，国際生活機能分類（ICF）の「心身機場（サロンなど）以外の会への参加増えた」が 53.8 ％能」だけでなく，「活動」や「参加」，「環境因子」も視など，心理社会的な変化や波及効果が珍しくない。

野に入れる，より包括的・生態学的なアプローチの重要

うつの抑制効果は，非専門職のピアサポートによって性が再認識された。また介護予防教室終了後に継続参加も認められるというメタ分析 23）もあるので，通いの場できる「通いの場」づくりなど，ポピュレーション戦略への参加群では，うつの軽減なども期待できる。

による「転倒が少ない地域づくり」を志向した介護予防事業へと見直しが図られたことを意味する。

参加すると楽しいからと，ボランティアとして参加する人が徐々に増えて 300 人を超え，サロンの数も現在
13 か所まで増えている。武豊町のサロンは，1 か所 1 回

Ⅶ

地域づくりによる介護予防とはどのようなものか1）

筆者が「健康格差社会」（2005） を出版したのは，予防重視システムが導入された 2006 年の前年のことであたりの参加者が平均でも 60 人を超えるのが特徴である。一般参加者数も増えて，今では町の高齢者の 1 割が参加するようになった。

あった。出版前に，導入される介護予防事業がハイリス

環境への介入によるポピュレーション戦略を意図した

ク戦略による二次予防事業偏重だと分かってきたので，

地域介入研究によって，高齢者の社会参加を増やすこと

同書の p18 に，ハイリスク戦略の取り組みだけでは「期ができること，また，期待された「健康に望ましい変9日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

N =2,983
84.0

健康について意識するようになった
健康を保つことができていると思うようになった82.2

人との交流は増えた

81.8「地域には助け合いの気持ちがある」と思うようになった
しあわせを感じるようになった

81.6
80.2

健康に関する情報が増えた

76.9「地域の人は信用できる」と思うようになった76.1

気持ちが明るくなった

75.6

将来の楽しみが増えた通いの場（サロンなど）以外の会への参加が増えた

66.5
53.8

JAGES 参加 7 市町の通いの場 109 か所の参加者 3,305人のうち 2,983人（回収率 90.3％）※通いの場参加後の心理社会的変化の設問 10 項目に対し，「はい」と回答した者の場合

図6

通いの場参加後の心理社会的な変化

厚生労働科学研究費補助金（Ｈ27－認知症－一般001）平成 28 年度総括・分担研究報告書, p56.
（％）
16
14
要介護認定率1210

5 年間で要介護認定率は約半分（6.3 %ポイント）に抑制されていた
2007年からの 5 年間の要介護認定率を参加群と非参加群で比較

8
6
4
2

参加群
N = 312

非参加群
2,178

0
Hikichi, H., Kondo, N., Kondo, K., Aida, J., Takeda, T., & Kawachi, I. Eﬀect of community intervention
program promoting social interactions on functional disability prevention for older adults：propensity
score matching and instrumental variable analyses, JAGES Taketoyo study. Journal of Epidemiology
and CommunityHealth（doi : 10.1136/jech -2014-205345）から作成
武豊プロジェクト
図7

サロン参加群で要介護認定率は半減化」が観察されることを確認できた。

ことが分かった。そこで，参加者の住まいの町丁字からサロンまでの距離や 500 m 圏内のサロンの数を測定しⅧ

介護予防効果はあるか

武豊町での介入前の健康状態をサロン参加群と非参加群で比べると，参加群に，より健康な人が多かった。つた。これらを操作変数として用いて，擬似的な無作為化
対照比較研究とされる高度な分析手法「操作変数法」を用いて解析した。

まり単純に参加群と非参加群の数年後の健康状態を比べその結果，サロン参加群においては 8 か月後の主観て，参加群がよかったとしても，参加による効果でな的健康感の改善が 2.5 倍多く 24），5 年間の要介護認定率

く，参加前の健康状態が優れていたことによる可能性をでも非参加群の 14.0 ％に対し参加群では 7.7 ％と約半分

否定できない。

（図 7）で，操作変数法を用いた分析でも要介護認定を参加群の特徴を調べてみると，サロンの開催場所の近受ける確率は半分に抑えられていた 25）。7 年後の追跡でくに住んでいる者ほど参加率が高かった。つまり，たまは認知機能低下リスクが，参加者では非参加者に比べ約

たまサロンが近くにできた人たちが参加群，遠くに住ん

3 割低いことが判明した 26）。意訳すれば，開設されたサで居る人たちが非参加群に無作為に振り分けられている

ロンの近くに住んでいる人ほど要介護認定や認知機能低10日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

表健康格差社会と転倒予防

多様な健康格差対策

レベル

介入戦略例

介入対象

マクロ 社会保障
税制度

社会保障の拡充（所得保障，医療の自己負担軽減など）
累進課税や相続税などによる所得の再分配の強化

労働・経済 失業対策，公共事業，雇用支援，非正規雇用者の保護
メゾ

地方自治体 地方分権支援，独自の保健医療福祉政策づくりなどの支援
地域

安心・安全なまちづくり，運動できる環境づくり，ボランティア育成，
ソーシャル・キャピタル醸成支援，コミュニティ政策などの支援

職域・職場 長労働時間の規制，職業性ストレス緩和策
学校
ミクロ 家庭

健康教育，給食，身体運動の機会，安心な居場所づくり
子育て支援，教育費用の軽減，住宅政策

高齢者

閉じこもり対策，所得保障，雇用希望者の就労，社会参加

労働者

職業訓練，就労支援，フリーター対策

子ども

いじめ対策，引きこもり対策，教育保障

個人

健康教育，禁煙支援，食生活・栄養改善
近藤克則：健康格差社会への処方箋．医学書院，2017．p104.

健康格差の生成経路を踏まえると，「健康格差社会への下のリスクが抑えられていたことを意味する。
しかも，低所得者や教育年数の短い方の参加率が，そうでない人たちよりも高かったことから，健康格差の縮小効果も期待できることが分かってきた。

処方箋」（表 3））には，医療や地域づくりに留まらない
広範な社会政策が必要である。
その一例が，スポーツ庁のスポーツ基本計画に基づく地方公共団体における「地方スポーツ推進計画」の策定

Ⅸ

多様な健康格差対策群や遂行である。図 4 に示すように，成人の運動・スポー

生活習慣の重要性が理解されるにつれて，予防においツ実施率は徐々に増え，約 30 年間で 2 〜 3 倍になってては健康教育に力が注がれるようになってきた。しかしいる。運動・スポーツは健康のためだけに行う訳ではな「運動しましょう」とか「健康によいので歩きましょう」

い。運動・スポーツ担当部局とも連携し，かつ実施割合などといわれて「初めて知りました」という人は，今のが低い集団や地域を特定して重点的に支援する「健康格日本にはほとんどいないだろう。健康を損なう「原因」

差の縮小」をめざした取り組みが期待される。

を知らないから行動できないのではない。運動不足など
転倒や生活習慣病の直接的な「原因」に目を奪われてい

Ⅹ

おわりに

ると，健康教育や自己責任論に傾きがちである。しかし健康格差は，一般に思われているよりも大きく，それ

社会的に不利な層ほど，健康を気遣う余裕や行動に必要

は転倒にも及んでいる。低所得や教育を受ける機会が得な資源が不足していて「わかっていても（継続）できなられなかった社会的に不利な人たちや，運動・スポーツ

い」層が多いのだ。実際，システマティックレビューでを実施していない人が多い地域で転倒者割合は高い。運も，生活習慣に関する情報を提供して健康行動の変容を

動頻度や強度を調整しても，一人でのみ運動している人引き出そうという方法は，病気のない一般集団に対しては，グループで運動している人に比べ転倒リスクが高。

い 14）。転倒リスクが高い集団の背景には，個人レベル

これから強化されるべきは，生活習慣という「原因」の要因を超える地域・社会・環境レベルの要因も関与しの背景にある「原因の原因」にまで掘り下げて理解し，ている。そして，それらの環境要因に介入し変える「健「原因の原因」に迫る研究や実践・政策である。つまり，

康格差社会への処方箋」3）を開発し，その効果を検証す

暮らしているだけで健康に望ましい選択がされやすく，ることは，簡単ではないが，不可能でもないことを，小本人がさほど努力しなくても健康的な行動をとってしま論では紹介してきた。

はほとんど効果がみられなかったと報告されている

27）

28）

うような環境づくりをめざす「ゼロ次予防」（WHO）

そこに暮らしていれば，本人がさほどの努力や我慢をである。

せずとも，健康になってしまうような社会・地域環境づ「健康格差社会への処方箋」においても，個人へのア

くり，それが WHO の提唱する「ゼロ次予防」28） であプローチだけでなく，社会環境への介入による「社会環る。今後，どのような環境への介入で，人々の行動がど

2）境の整備」 が重要になる。図 5 に示したような複雑なのように変わり，健康指標まで改善するのかが検証さ
11

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

れ，効果的な転倒予防のための「ゼロ次予防」策が，本学会などで蓄積されていくことを期待している。

12）Tsuji T, et al. Community-Level Sports Group
Participation and Older Individuals’ Depressive
Symptoms. Med Sci Sports Exerc 2018.
13）Yamaguchi M, et al. Community Social Capital

引用文献

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Epidemiol 2018.

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Those Who Exercise Alone：A Cross-Sectional

2012.

Study Using Japan Gerontological Evaluation

3）近藤克則．健康格差社会への処方箋．医学書院，東京，2017.

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5）近藤克則編．検証『健康格差社会』〜介護予防に

16）平井

寛．
「介護予防におけるポピュレーション

向けた社会疫学的大規模調査〜．医学書院，東京，アプローチの試み―武豊町における地域サロン事

2007.

業の計画と実施（第４回 事業の具体化に向けた住

6） 山 田 実 ほ か． 転 倒 発 生 の 少 な い 市 町 は あ る か．
AGES プロジェクト．厚生の指標 59：1-7 ，2012 ．
7）林尊弘ほか．転倒者が少ない地域はあるか

域間格差と関連要因の検討

地

JAGES プロジェクト．

厚生の指標 61（7）：1-7, 2014.

民ボランティアによる協議）」．地域リハ．4：348352, 2009.
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研．46：249-263, 2010.

8）Hayashi T, et al. Factors Associated with Falls in18）小林美紀．楽しく・無理なく・介護予防 - 地域とCommunity-Dwelling Older People with Focus on

協働で進める「憩いのサロン」．保健師ジャーナル

Participation in Sport Organizations：The Japan

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Gerontological Evaluation Study Project. Biomed
Res Int 2014：10, 2014.
9）Yamakita M, et al. Correlates of Regular

武

豊プロジェクト．総合リハ．42：623-629, 2014.
20）竹田徳則ほか．心理社会的因子に着目した認知症

Participation in Sports Groups among Japanese

予防のための介入研究

Older Adults：JAGES Cross-Sectional Study. PloS

づく介入プログラム理論と中間アウトカム評価．作

one 10：e0141638, 2015.

業療法 28：178-186, 2009.

10）Hanibuchi T, et al. Neighborhood built

ポピュレーション戦略に基21）大浦智子ほか．調査報告「憩いのサロン」参加者

environment and physical activity of Japaneseの健康情報源と情報の授受

older adults：results from the Aichi Gerontologicalの場になっているか ? 保健師ジャーナル 69：712-

Evaluation Study（AGES）. BMC Public Health719, 2013.

11：657, 2011.
11）スポーツ庁：平成 30 年度「スポーツの実施状
況等に関する世論調査」の概要について．http://

1219）竹田徳則．地域介入による介護予防効果検証22）平井

サロンは情報の授受

寛．高齢者サロン事業参加者の個人レベルのソーシャル・キャピタル指標の変化．農村計画学
会誌 28：201-206, 2010.

www.mext.go.jp/sports/b_menu/shingi/001_

23）Pfeiffer PN, et al. Efficacy of peer support

index/bunkabukai002/shiryo/__icsFiles/afieldfiinterventions for depression：a meta-analysis.

le/2019/04/03/1414971_02.pdf, 2019.

General hospital psychiatry 33：29-36, 2011.

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

健康格差社会と転倒予防

24）Ichida Y, et al. Does social participation improve26）Hikichi H, et al. Social interaction andself-rated health in the older population? A quasi-

cognitive decline: Results of a 7-year community

experimental intervention study. Social Science &i n t e r v e n t i o n . A l z h e i m e r 's & D e m e n t i a ：Medicine 94：83-90, 2013.

Translational Research & Clinical Interventions 3：25）Hikichi H, et al. Effect of a community

23-32, 2017.

i nt er venti on p rog ramme p romot in g s o c ia l27）Ebrahim S, et al. Multiple risk factor

interactions on functional disability prevention

interventions for primary prevention of coronary

for older adults：propensity score matching andheart disease. Cochrane Database Syst Rev

instrumental variable analyses, JAGES Taketoyo

CD001561, 2011.

study. J Epidemiol Community Health 69：905910, 2015.

28）R. Bonita, et al. Basic epidemiology. 2nd edition.
World Health Organization 2006.

13日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1：15 - 18

特

2019

集

転倒予防指導士としての新しい活動を作ろう！
阿部邦彦

ID-Lab 合同会社
同朋大学社会福祉学部

要

約第 5 回日本転倒予防学会学術集会で転倒予防指導士ワークショップを行ったので，報告する（図 1）。ワークショップに先立ち，日本転倒予防学会より，転倒予防指導士に対して発信いただき，Web アンケートを実施した。ここでは，
転倒予防指導士の活動実施状況と転倒予防指導士ワークショップへの期待について回答を得た。今回の転倒予防指導士ワークショップでは，アンケート結果も踏まえ，転倒予防指導士が転倒予防活動を企画することを目的に，さらに地域での転倒予防指導士どうしの交流も狙いとした。
〈Web アンケートの設問内容〉

図1

実施期間：2018 年 4 月 20 日〜 5 月 14 日

座長奥泉宏康氏

Q 1 ～ Q 5 回答者の個人属性

Q12 転倒予防活動が実施できていない，困難な理由

Q 6 同じ職場の転倒予防指導士の有無・人数

Q13第 5 回学術集会の転倒予防指導士ワークショップへの参加

Q 7 現在の転倒予防活動実施状況
Q 8 今後の転倒予防活動の実施場所

Q14 ワークショップに期待すること

Q 9 今後の転倒予防活動の目的

Q15転 倒 予 防 学 会 か ら， 転 倒 予 防 指 導 士 へ 必 要 な サ
ポート

Q10 今後の転倒予防活動の頻度
Q11 転倒予防活動を実施する上での課題

Q16 地域での交流・意見交換などのニーズ

キーワード

Ⅰ

アンケート結果の報告のための転倒予防」「認知症・せワークショップの始めにアンケート結果をファシリん妄による転倒予防」「医療事故テーターの鈴木美佳氏より報告した（図 2）。今回の調の発生予防・従業員の負担軽減」

査は，メールで転倒予防指導士に呼びかけ任意で回答をが多いことが明らかとなった。

得ており，転倒予防活動に関わっている回答者が多い可

今後行いたい転倒予防活動に能性があったが，結果をそのまま集計し，報告された。

ついて，「健康増進・介護予防」

現在，転倒予防活動を行っている割合は 62 ％，実施

「在宅生活の維持」「認知症・せん

内容としては，「健康増進・介護予防」「在宅生活継続
連絡先：同朋大学社会福祉学部〒 453-8540

阿部邦彦

図2

アンケート結果報告
鈴木美佳氏

妄による転倒予防」に多くの回答が寄せられ，医療・介

愛知県名古屋市中村区稲葉地町 7 - 1

TEL：052-411-1113

E-mail：kuni29@gmail.com

受付日：2019. 5. 8

受理日：2019. 5. 8

15

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019の健康増進・意識改革」，「スタッフの意識向上・啓発」，

護分野以外の回答もみられた（図 3）。

「身体拘束の廃止，各専門職の資質向上」とまとめられ

今後行いたい転倒予防活動での目的は健康増進・介た（図 4）。

護予防をはじめ，グラフの様な傾向がみられた（図 4）。
また，そこで期待される効果をカテゴリー化したとこ

転倒予防活動が困難な理由として多くあげられたのろ，「機能・能力低下フレイル・ロコモの予防・改善には，「転倒予防指導士と活動に参加するスタッフの時間

よる転倒予防」，「事故・インシデント報告の減少・転倒確保」と「周囲の転倒予防活動に対する理解・問題意識」

予防取り組みの向上」，「再転倒・再骨折の予防，医療費・であった。さらに地域への転倒予防活動の周知や産業界

介護費の削減・健康寿命の延伸疾患の予防」，「地域住民への認知度の向上などの課題もあげられた（図 5）。

転倒予防活動実施内容 ※複数回答可（1～300） 62

健康寿命増進・介護予防
在宅生活継続のための転倒予防
2. 実施できていない
71 38％

1. 実施できている
114 62％（1～160） 41

身体拘束廃止・減少

18（1～24）

薬剤の適正使用

18（1～200）

医療・介護費の削減

7（1～50）認知症・せん妄による転倒予防（1～72） 41

医療事故の発生予防・従業員の負担軽減（1～50） 40

12（1～24）

職場内事故予防（労働災害）

10

その他（合計回数が明確なもの）「1. 実施できている」具体的な内容実施したすべての回数（総数）について＊「0」を除いた集計 カッコ内
図3

アンケート集計結果

現在の転倒予防活動の目的※複数回答可134

健康寿命増進・介護予防
103

在宅生活の維持89

認知症・せん妄による転倒予防
医療事故の発生予防・従業員の負担軽減

63

医療・介護費の削減

56

職場内事故予防（労働災害）

46

身体拘束廃止・減少

45

薬剤の適正使用

43

その他

図4

16

アンケート集計結果

7

今後行いたい転倒予防活動の目的• 入院患者の早期離床・機能低下予防• 3 次介護予防・2 次介護予防• インシデント・アクシデントの検証と研究• 学生への講義• 商業施設での転倒予防

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019転倒予防指導士としての新しい活動を作ろう！

※複数回答可74

自分の時間確保が難しい
55

転倒予防活動に参加するスタッフの時間
活動対象施設の責任者やスタッフの理解・問題意識が不十分45
36

自分の上司や同僚の理解・問題意識30

転倒予防活動を行う場所の確保
地域住民の理解が不十分
その他

図5

Ⅱ

アンケート集計結果

17
13• 事故発生時の責任所在• 建築業界・メーカー業界への認知度 UP• 自治体保健師の協力• 転倒予防教室実施の地域の方々への周知の方法論（宣伝に関して）• 環境や仕事の優先順位等あると思うが，当事者の意識ではないでしょうか。
• 西洋医学の壁• 自分の能力不足：特に実技が指導者レベルに達していない。
• 活動に向けて準備中• 新施設で教育委員になったが，未だ施設
側や他スタッフと調整していないため。
• 取り組みに際して準備期間などが必要• 育児休暇中

転倒予防活動が困難な理由

地域で活動する転倒予防指導士からの報告

際に地域での啓発活動を行う際には，歌を歌いながら全活動報告として，まず，徳増知子氏より報告がなされ体をサマライズされていると話され，実際に行っていた。

るという牧伸二氏の「あ～あぁ やんなっちゃった」の地域住民（素人）に対して転倒予防についての知識を

替え歌をカツラを取り出して歌い始めた際には，ワー

広めるため，転倒予防指導士（看護師，介護福祉士，作クショップ会場全体が歌のリズムにのせられ，ワーク

業療法士，管理栄養士，1 級建築士）による「転倒予防ショップ前のアイスブレイクとなった。

サポーター養成講座」が開催され，そこで十分な知識を身につけた「転倒予防サポーター」たちが，転倒予防活Ⅲ

ワークショップ

動をどのように行うとよいかを検討し，市民に働きかけ

ワークショップでは，地域ごとに転倒予防指導士の交を行う「転倒無し（てんとうむし）」を結成した。その流を促すこと，それぞれの転倒予防指導士の活動を同じ

活動内容は，転倒予防についての紙芝居を作成し，それ地域の転倒予防指導士から助言を得ながら具体化するこを用いて地域住民に対し転倒予防活動を行うというものとを目的として，まずアンケート結果の報告，２例の転である。

倒予防活動を紹介した。それを踏まえて，地域ごとの転この報告からは，転倒予防指導士から地域住民へ，そしてさらに地域住民へと転倒予防活動の広がりが期待できた。

倒予防指導士 5 〜 6 名のグループで参加者自身の転倒予
防活動について企画し，企画内容の検討を行った。
ワークショップシートは，大会誌にもあらかじめ掲載

続いて，永江浩史氏より，転倒予防指導士としての知いただいたが，ワークショップ冒頭にまず参加者それぞ

識を活かし，問題点を抽出し，現状の課題をみつけ，よれが現在考えている転倒予防活動について，個人で検討

り効果的な転倒予防活動を行うという，PDCA サイク

し企画をシートに記入する時間を設けた。それをグルー

ルを意識した取り組みについて報告された。ここで強調

プ内で共有し，企画に対してそれを実現可能とするためされたのは「何らかのスケールで評価をとっておくこの意見交換を促し，ディスカッションをしていただいと」で，その結果が，ケア内容や業務体制の見直しの動た。

機になると話された。ご自身で行われた調査結果についグループでのディスカッションを経て，検討の結果をてもご紹介いただき，そこでは，フレイルインデック

各グループより会場全体に向けて発表いただき，検討のス，鳥羽式転倒スコア，LUTS（下部尿路症状）関連指結果を共有することができた。さらに 25 名から了解を標を用いることで，フレイルの状態により転倒リスクが得て作成したワークショップシートを学会会場内で掲示

高いこと，さらに下部尿路症状があることで転倒リスさせていただいた（図 6）。

クが増すことなどが示され，得られたデータを示しながらの地域住民への啓発活動が必要であると示された。実17

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

図6

ワークショップシートⅣ

ワークショップの課題

図7

ワークショップ

図8

転倒予防指導士コーナー

今回のワークショップは，90 分という短い時間の中で，アンケート結果報告，事例紹介と活動の検討を行っており，それぞれの参加者が自身の活動計画を実施可能なレベルにまで組み立てるには，時間が少なかった。今回の内容でワークショップを行う場合には，十分な時間を確保して腰を据えて検討できる環境が望ましいと感じた。

た（図 8）。
（掲載の了解を得ていないので，掲載は控えさせていただく。）

Ⅴ

ワークショップの成果

最後に，転倒予防指導士アンケートの実施，並びにワークショップでは，地域が近い参加者同士のグルー

ワークショップの開催にあたり，日本転倒予防学会の皆プでディスカッションを行うことができ，期待以上に盛様，特に鈴木みずえ大会長，座長を務めていただいた奥り上がり，熱心な議論が行われた（図 7）。これをきっ泉宏康氏，ファシリテーターの方々（永江浩史氏

かけに地域での転倒予防指導士どうしの交流が生まれる

直美氏ことに期待したい。終了後には，ワークショプで検討さ也氏），そしてご参加いただいた皆様に，この場をお借れた，ワークショップシートが転倒予防指導士コーナー

りして深く感謝を申し上げます。

に掲示され，学術大会参加者の関心を集めることができ

18

徳増知子氏

鈴木智子氏

鈴木美佳氏

前堀
村山拓

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1：19 - 24

特

2019

集

転倒予防の介入研究に必要な統計学
金森雅夫

立命館大学スポーツ健康科学部

要旨

転倒の介入研究を行う際の統計学的指標について論じた。発生率は対象者数と観察期間（時間）を考慮した人年法による評価が重要である。介入群と非介入群とのリスクの差を表す相対危険率，オッズ比，およびリスクの人口の占める割合を考慮した人口寄与危険割合を紹介した。転倒予防の介入研究として多要因で多職種による介入が最も効果的である。多要因の解析には生命表による比例ハザードモデルが重要である。介入研究の成果についての評価では，Effect Size の意味を紹介し，研究評価としてアウトカム評価のみならずプロセス評価の重要性を強調した。

キーワード

Ⅰ

発生率

相対危険率

評価

Effect Size

はじめに
1854 年ロンドンのコレラ流行での疫学研究において原因の究明が追求された。この研究を行ったジョン・ス

介入研究

Ⅱ

疫学に必要な統計学

1.

発生率 Incidence, Incidence Rate と人年法 person-

year Athlete-Exposure

ノーは，当時の水道会社によってコレラの死亡率が異な発生率は時期や季節などによって変化するので，1ることから水道会社の給水場の川の上流への移転を行っ時点の発生件数をみたのではばらつきがある。そこでた。この介入によって死亡率が低下するか否の検証を

調査間での発生率を比較する統計手法として人年法行ったのである。予測は見事に的中したといえる。当（person-year）を用いる。人年法でいう人年とは対象

時，コレラ菌は発見されていなかったが，都市衛生の改者の数（人数）に観察期間（月や年）をかけた数値であ善によって疾病の予防ができたことは，公衆衛生対策のる。人年法による発生率は以下のように算出される。表方法として疫学，その中でも介入研究による成果が最も

1 では，対象者 A，B，C，D，E の 5 人を 2015 年 4 月

転倒予防 6 巻 1 号特集：金森氏

有望視される要因となったといえよう

表1

1）2）

。本稿では，から 2018 年 4 月までの 3 年間観察した結果を示してあ

転倒率のリスクは多要因であると考察されることから臨る。A は観察開始後 1 年で転倒した。E は観察開始後 2

床に応用できる統計学的指標を述べた。

年で転出した。B，C，D の 3 人は健康で推移した。こ

表1

人年の計算

観察期間

スタート1年

2年

3年

2017年4月

2018年4月

転倒なしの
人年

年月

2015年4月

2016年4月

A氏

なし

転倒

B氏

なし

なし

なし

なし

3

1

C氏

なし

なし

なし

なし

3

D氏

なし

なし

なし

なし

3

E氏

なし

なし

なし

なし

2

観察総人年
連絡先：立命館大学スポーツ健康科学部〒 525-8577

金森雅夫

12


滋賀県草津市野路東 1-1-1

TEL：077-599-4133

E-mail：mkanamori1203@gmail.com

受付日：2019. 4. 8

受理日：2019. 4. 8

19

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019の観察人年は，A が 1，B，C，D はそれぞれ 3，E は 2

表 2 スポーツ関連脳振とうの発生率 3）である。観察総人年は 12 となる。すると転倒の発生頻度は，以下のようになる。
 Incidence（転倒の発生率）＝（発生数）÷（総人年）＝ 1 ÷ 12 ＝ 0.083
発生率は 0.083 で，これは 100 人が施設にいるとすると 1 年間で 0.083 × 100（人）＝ 8.3 ，つまり年間 8 〜 9
人転倒するという予測になる。また，入居者 50 人の施

スポーツ

男

女

フットボール3.9（3.7-4.1）

-

バスケット

1.0（0.9-1.1）

2.5（2.2-2.7）

サッカー

1.4（1.3-1.6）

2.4（2.1-2.6）

USA（調査地 USA）＊100person-year 当たり
Bretzin et al., American J. Sport Medicine 46（9）, 2018設では 5 年間で 0.083 × 50 × 5 ＝ 20.75，20 〜 21 人の転倒患者が発生することが予想される。転倒の発生率などのように発生率がまれである事象について人年法

表3

認知健康人での9～17年後に聴力損失の認知症発生率への影響 4）の単位は，100 人年当（100 person-year），1,000 人年当（1,000 person-year）などで表されることが多い。
このように人年法による計算の特徴は，入居者，患者数，観察年数が違っても転倒や骨折率を比較することが可能になり，介入をした場合の成果を表すことができる。

研究

相対危険率RR（95％CI）

Linら（2011）

2.32（1.32-4.07）

Gallacherら（2012）

2.65（1.38-5.17）

Dealら（2016）

1.55（1.10-2.19）

メタルアナリシス（ランダムエフェクトモデル）

1.94（1.38-2.73）

実際の研究例を表 2 に示した。表 2 はスポーツ脳振と（Lancet 390：2673-2734，2017より改変）うの発生率（Sport Concussion）についての研究で，3年間スポーツ競技での脳振とうの 100 person-year 当た
3）合の近似的相対危険度を示す。コントロール群に対してりの発生率である 。フットボールは，100 person-year

何倍ケースではリスクが大きいかを示す。」指標である。

当たり 3.9 回発症したとある。これはクラブ在籍者 100

表 3 では，相対危険率（RR）の表として，認知健康人とすると 1 年間で 3.9 回発症することを意味する。バ人での 9 〜 17 年後に聴力損失の認知症発生率への影響

スケットやサッカーはフットボールより脳振とうの発生をみた。聴力損失の有無が未来の認知症に罹患する確率は低いが，女は男より脳振とうの発生率は高いことが率が最も高い RR を出したのは Gallacher らの研究で分かる。

2.65，最も低いのは Deal らで 1.55 であった。これらをスポーツでは試合か練習かのどちらで脳振とうが多い

まとめたものがメタアナリシスと呼ばれ，RR は 1.94 でかを議論する場合があるが，この場合はアスリート暴あると推計されている。このように RR またはオッズ比露 Athlete Exposure といってシーズン中の脳振とうな

で表すと暴露がない群と暴露がある群での危険率が分か

どの外傷の発生数を試合日数，練習日数（一定の練習時る。臨床では「〇〇のリスクは一般と比べて何倍の危険

間を 1 単位）で除して発生率を求めている。発生率を人性がありますので，その危険性を避ける行動を選択した

年法で観察することによってアメリカのカレッジフット

ほうがよいでしょう」など患者家族に対し分かりやすい

ボールは年間の試合数を制限し，スポーツの安全管理に説明が可能となる。Lancet 誌 4） では認知症の特集を組役立てている。

んで，聴力損失の認知症へのリスクを述べている。これ

2.

によると聴力損失のある群のほうが，ない群に比べて 9

相対危険率（RR），オッズ比（Odds），人口寄与割合（PAF：Population Attributable Fraction）
危険因子の暴露の有無によるリスクを算出する指標として相対危険率（RR），オッズ比（Odds）がある。
相対危険率（RR：Relative Risk）とは，「危険因子の〜 17 年後には認知症の発生が 1.94 倍（約 2 倍）増加するという驚きの結果となった。高齢者の認知症対策として聴力がクローズアップされ，認知症の予防に補聴器などの対策が叫ばれている。

暴露を受けた疾病罹患リスク（R1）を危険因子の暴露

このように疫学的リスクの算出は具体的な対策に向けを受けなかった疾病罹患リスク（R0）で割った率（RR

た具体的な指針づくりに有用である。

＝ R1/R0）。暴露群が非暴露群に比べて何倍疾病になり3.

やすいかを示す。
」指標である。

Fraction）

人口寄与割合（PAF：Population Attributable

オッズ比（Odds Ratio）とは，「ケースコントロール

さらに，人口に対してリスクの占める割合を考慮した研究においてケース群とコントロール群とを比較する場

指標が，人口寄与割合（PAF：Population Attributable

20日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

転倒予防の介入研究に必要な統計学

Fraction）である。相対危険率（RR）の他，人口集団

S（t）を表す。累積生存曲線 S（t）は，指数関数的に生全体の暴露の割合（p）が必要である。一般には広まっ存率が下がることが知られている。h（t）は，グラフでていないが，リスクの大きさに暴露人口の割合を考慮しは，t 年目の死亡率の傾きを意味している。ここで，Sたもので経済的損失などの効果費用分析などの際に重要（t）で割っているのは標準化するための技法である。多となってくる。その人口集団のなかで危険因子の暴露の変量のハザードモデルは，

公衆衛生重要性を表す指標である。

 log｛（t）／ h（t）｝= β1X1 ＋ β2X2 ＋ β3X3 ＋ h（t）
e h00

人口集団全体の暴露の割合（p），相対危険率（RRe）のとき，は，すべての独立変数が 0 のときのハザードで表現される。

PAF ＝ p（RRe-1）／｛（1 ＋ p（RRe-1）｝

比例ハザードモデルによる生命表法を使った解析ので求められる。

例 5） を紹介する。図 1 は，この方法を用いた，大腿骨PAF の例を述べる。たばこのように男 30 ％が喫煙し折患者の再骨折の頻度調査の自験例である。観察期間ている状況ではアルツハイマー型認知症の危険因子でが長くなると再骨折者の頻度（発生率）が低くなるこあるアポリポ蛋白 E の変異が数％であることと比較すとを表している（図 1-1）。初回の大腿骨折を起こしてると，RR が違っても喫煙がリスクである脳血管系疾患

1 年 以 内 に 再 骨 折 は 22 例， 発 生 率 0.038，1 〜 2 年 で（CVD）を経由しての認知症患者数はたばこ由来のほうは 13 例，発生率 0.028，2 〜 3 年では 0.018 と，骨折しが大きいと推計される。PAF は一般にはリスクが小さてから 1 年以内に再骨折する危険性が 2.1 倍（0.038 ／くても多くの人が暴露する因子の対策をおろそかにする

0.018=2.11）高いことが明らかとなった。図 1-2 は再骨ことはできないことを示すのには重要な指標である。

折までの期間を詳しくみたもので，3 か月後から 8 か月

認知症者の転倒をリサーチする場合，認知症の危険因後まで高いことが分かる。そして，上述した cox の比子と転倒の危険因子の 2 つのカテゴリーを別々に考察す

例ハザードモデルによって，初回の骨折からの 2 回目まることを薦める。認知症発症のリスクを将来の予防・ケでの発生率について時間を関数としてみたのが図 1-3 でア・治療の発展で変更可能と考えられる割合は 35% とある（生存曲線）。縦軸は観察会開始時点での再骨折し考えられている。運動・禁煙などの生活習慣改善，肥満・ていない者の率を示し，横軸は時間を示している。これ

高血圧・糖尿病などの NCD（生活習慣病）の改善に加で，観察開始時を 1 として 200 日後，400 日後，──のえて聴力の保持，うつ病の克服，社会的孤立に象徴され変化を示し，男より女のほうが再骨折の期間が短いことる社会環境の改善が認知症発症の予防にとって重要と考が分かる。図 1-4 では女で 65 〜 74 歳，75 〜 84 歳，85

えられている。ただし，PAF の大きさはメタアナリシ

歳以上の年齢群を比較したが有意な差は検出できなかっスによる人口集団の結果であって，個々人のリスクではた。

ない。高血圧や糖尿病の寄与率は小さいが，当該疾患にこのように比例ハザードモデルを用いて，性別・年齢・罹患している人は治療・重症化予防に専念することが重認知症の有無などの変数を調整（adjust）して介入群と要であるといえよう。

非介入群とを比較することによって介入効果と年齢，薬4.

物など修飾する変数のリスクが明らかとなる。ぜひ転倒

コックス比例ハザード分析（生存率解析）
複数のリスクの解析について生存率解析を紹介する。

予防や転倒後の経過観察に役立てていただきたい。

生存率解析は手術後の 5 年生存率や 40 歳代の平均余命といった生命表を基盤とする解析に用いられてきた。

Ⅲ

最近の介入研究の知見と評価―多職種の介入とここで 2 つ以上の変数が生存・死亡に関連するのかを評価

みる多変量解析であるコックス比例ハザードモデルを例

1.

にとる。
ハザード比，つまりｔ年目におけるハザード h（t）瞬間死亡率は，
h（t）=（（− dS（t）／ dt）／ S（t））
と表現できる。

アウトカム評価とプロセス評価
臨床応用の介入研究ではアクションリサーチと呼ばれる多職種介入が一般的になっている。アクションリサー
チを行うための手順をまとめたのが図 2 のフローチャー
トである。介入研究を行うリサーチ課題・目的を明らかにすることが最初の課題である。そのためにはリサーチ

ハザード比は，ある事象が起こった群と起こらない群

クエスチョンを明確にして多職種での討議を経て目的，を比較するのはオッズ比と同じであるが，時間的要素を

社会的有用性が明確になる。転倒率は，室内環境，気考慮する点が違う。ハザード比を用いて 累積生存曲線

候，四季などの環境要因，不眠，うつなどの人的要因，
21

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

（n）
6

4
数

観察人年

発生率

最初の1 年間

22

578.9

0.038

2 年目

13

464.3

0.028

3 年目

5

277.8

0.018

1

5

図 1-2

1

1

0.9

0.9

0.8

Men
Women

0.7
0.6
0.5

図 1-3
図1

再骨折の期間

0

0

200

400

600

800

1,000 1,200 1,400（days）
Time from initial fracture

Fracture-free survival

Fracture-free survival

図 1-1

2

13

17

21

25

29

33

37

41（months）

再骨折の期間0.8

Women

65 ～ 74
75 ～ 84
85 ～

0.7
0.6
0.5

図 1-4

男女の再骨折率

9

0

200

400

600

800

1,000 1,200 1,400（days）
Time from initial fracture

年齢別再骨折率（女）

比例ハザードモデルによる生命表法を使った解析の例 5）（Yamanashi A, et al. 2005 より）◎リサーチ課題・目的の明確化

リサーチクエスチョン

既存の文献を読む認知症および転倒・骨折の危険因子を学ぶ 多因子介入の方法
研究計画書の作成◎多職種討議 患者および家族の説明会，同意
倫理委員会へ申請・許可◎研究計画所の完成

実施◎アクションリサーチの実施
プロセス評価・アウトカム評価
◎研究結果

統計解析

結果についての多職種討議
確にする

限界・妥当性・信頼性を明

表4

多職種介入の研究結果 6）
プロセス評価

転倒予防トレーニングの研修会

アウトカム評価
転倒発生率○全スタッフ対象 30分
プロトコールの説明
ロール・プレイ
介入群と非介入○転倒予防コーディネータ，
転倒予防チーム対象 4 時間／研究者 群で有意差はな
がスタッフに患者への説明，モニタリ かった。
ングの実際をグループ学習によって理解する／教育ビデオ（同意しない，研修会不参加，途中拒否，
追跡不能）が多数
スタッフが徐々に関心を持ってきた。

◎報告書完成図2

アクションリサーチのためのフローチャート

ケア，リハビリテーション，薬物などの医療の要因，偶るために転倒率以外の目標を持つことを薦める。表 4 は発的事故などで変化する。それで，介入研究の目標を立ナーシングホームでの研究結果 6） である。転倒率ではてる場合に転倒率の変化のみを追求する研究では，多職

統計学的有意差はみられなかったが研究会などの参加が種で一生懸命努力しても転倒率の減少につながらなかっ徐々に高まったとしている。その他のプロセス評価とした場合には参加者が落胆する場合が生じる。それを避けては，照明を明るくするだけでなく，美しく飾り，室内

22

転倒予防 6 巻 1 号特集：金森氏

表6
日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019表5

転倒予防の介入研究に必要な統計学

システマティックレビューでの運動介入の効果：介入群 vs 通常群（Cochran Library）7）
アウトカム

運動の種類

施設
（ナーシングケア）

研究数・参加人数

統計手法

Eﬀect Size

転倒率

10

2,002 Rate ratio

0.93（0.72，
1.20）

歩行・バランス・機
能的トレーニング

4

1,347 Rate ratio

0.96（0.69，
1.33）

運動の組み合わせ6

683 Rate ratio

0.94（0.60，
1.47）

太極拳

2

159 Risk ratio

0.60（0.19，
1.87）

高度レベル

2

210 Rate ratio

1.79（0.89，
3.60）

中間レベル

5

1,315 Rate ratio

0.70（0.47，
1.04）

混合レベル

3

477 Rate ratio

1.08（0.92，
1.28）（Cameron ID, et al, 2018より改変）に花を飾るなどの室内環境改善，各職種での職能の強化，例えば①ピア・エデュケーションや行動変容理論であるトランスセオレティカルモデル，②転倒の際の衝撃の緩和方法の学習会の機会を得て最新情報を得るなどの各職場のセルフ・エフィカシー（自己効力感）を高める
ことが自己の発展にとって重要である。
研究の評価には①アウトカム評価，②プロセス評価がある。アウトカム評価は，転倒率の低下，再骨折率の低下，QOL の向上などがこれに相当する。プロセス評価

表6

Eﬀect Size と 2 群の差 7）

Eﬀect Size

介入群での平均値の人よりも低くなるコントロール群の割合

0.0

50％

0.5

69％

1.0

84％

1.6

95％

2.0

98％

3.0

99.9％

は，職員の意欲向上，家族会での説明会参加者数の増
加，転倒や認知症などの関連知識の増加，患者の満足度

各測定値について，どれくらいの割合で一方の測定値の向上などアクションリサーチを組むことによる二次的が含まれるかを推計したものといえる。表 6 は求めら産物である。後者は研究成果といったものとは別のもの

れた Effect Size の数値と介入群での平均値の人よりもとして評価される必要がある。研究の成果がどのような低くなるコントロール群の割合を示す一種の早見表でものであれ，報告書や市民向けのパンプレット，ホームある。Effect Size 0.0 の場合，50 ％つまり介入群でもページ公開が重要であり，その施設のイメージ向上につ

50 ％が非介入群の平均値より高く，50 ％が平均値よりながると思われる。なお，倫理委員会の承認を得たのち低い。Effect Size 1.0 の場合，コントロール群の測定値

リサーチを開始することや，最初に患者および家族の説の 84 ％が介入群の平均値より低い，Effect Size 3.0 に明会を実施することを忘れてはいけない。

至っては，99.9 ％低いと推計される。つまり有意確率の2.

現在の転倒予防の介入効果の検証

p 値と違って，確率でなく，影響の大きさを表す一つの

1）両群間の比較の方法としての Effect size指標であるといえる。確率分布の P 値は影響が存在す施設・病院での運動の転倒への予防効果のシステマ

るのか否かについて，影響の大きさを明らかにしない。

ティックレビューを Cochran Library から検討してみ研究を説明するには Effect Size と P 値の双方を基本的

7）る（表 5） 。ここで Effect Size の専門用語が登場する。
Effect Size の１つである Hedges’g の定義は，以下の通Cochran Library のメタアナリシスでは Effect Sizeを用いてリスクの大きさが表現されている。P 値は 0りである。
• Hedges'g ＝な結果として報告する必要があるといえる。

M 1－M 2SD

（n1－1）
S 12＋（n2－1）
S22• SD ＝n1＋n2－2
2

M 1，M 2 はそれぞれの平均，SD は標準偏差Effect size の数値の意味するところは，2 つの集団の～ 1 の値をとり 0 に近い程，2 群の差は大きいと考えられるが，Effect Size はその逆で数字が大きい程，2 群の差は大きいことに留意する必要がある。
2）両群間の比較
表 5 において，運動については歩行・バランス・機
能的トレーニングの介入群と非介入群の Effect Size は23

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

0.96，運動の組み合わせの効果の Effect Size は 0.94, 太
極拳の Effect Size は 0.60 であった。これは，１より小2）東京大学教養学部統計学教室編．人文・社会科学の統計学．東大出版会，東京，2015.

さく，Effect Size 表 6 から介入群での平均値より低い

3）Bretzin AC, et al. Sex differences in the clinical

値が非介入群で 80 ％以下と考えられ，運動の影響はな

incidence of concussions, missed school days, andいとはいえないが，弱いと考えられる。それに対して，

time loss in high school student-athletes：Part 1.

ナーシングケアでの高度なレベルでの多職種介入結果

Am J Sports Med. 46（9）：2263-2269, 2018.

の Effect Size は 1.79 と大きいと考えられる。このよう

4） Livingston G, et al. Dementia prevention,に転倒の介入効果は運動などの単一因子の効果では顕intervention, and care. Lancet. 390：2673-2734,

著な介入効果は認められず，運動，健康教育（予防教

2017.

育），ケアなど多因子介入が最も効果的であるとされて
8）

いる 。

5）Yamanashi A, et al. Assessment of risk factors
for second hip fractures in Japanese elderly.
Osteoporos Int. 16（10）：1239-1246, 2005.

Ⅳ

まとめ

1.

転倒率の評価には，時間を考慮した人年法，生命表

6）Colon-Emeric CS, et al. CONNECT for better fall
prevention in nursing homes : Results from a pilot法による発生率の評価が妥当である。

intervention study. J Am Geriatr Soc. 61（12）：現在の介入研究の方法としては多因子多職種介入が2150-2159, 2013.

2.

最も有効である。
3.

研究の評価にはプロセス評価も重要である。

7）Cameron ID, et al. Interventions for preventing
falls in older people in care facilities and hospitals（Review）. Cochrane Database of Systematic
Reviews. DOI：10.1002 / 14651858. CD005465.pub4,

引用文献1）金森雅夫ほか編．統計学．
（系統看護学講座；基礎 4）医学書院，東京，2002.

24

2018.
8）鈴木みずえ編．認知症 plus 転倒予防．日本看護協会出版会，東京，2019.

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1：25- 34

原

2019

著

小売業勤労者における就業中の転倒に関連する要因〜横断研究〜
原田

和弘

岡田

修一

神戸大学大学院人間発達環境学研究科

要約【目的】本研究は，小売業に従事する勤労者を対象に，就業中の転倒に関連する要因を明らかにすることを目的とした。
【方法】主として飲食料品を小売する業者（生活協同組合コープこうべ）の小売店舗 3 か所と配送センター 3 か所に勤務する者に協力を依頼し，397 名（男性 167 名，女性 230 名，平均 47.8 歳）から，質問紙調査への回答と生活協同組合コープこうべが実施した健康診断データの利用承諾を得た。質問紙調査では，過去 1 年間の就業中および就業外の転倒の有無，転倒リスク要因（転倒リスクアセスメント票：身体機能，疾病・身体症状，環境，行動・性格），および基本属性（性別，年齢，運動・スポーツ頻度，メガネ・コンタクトの使用）を質問した。健康診断のデータから
は，喫煙習慣，握力，体格指数，矯正視力，血圧，尿酸値，糖尿病の診断に関するデータの提供を受けた。就業中の転倒の有無を従属変数としたロジスティック回帰分析を行った。
【結果】対象者 397 名のうち，26 名（6.5 ％）が，就業中に転倒していた。ロジスティック回帰分析の結果，配送セ
ンターに勤務している者（調整オッズ比 15.13［95% 信頼区間 3.12 ～ 73.46］，p = 0.001）と，就業外で転倒している者（調整オッズ比 3.11［95 ％信頼区間 1.07 ～ 9.07］，p = 0.038）は，就業中に転倒している傾向にある一方，握力が平均以上の者（調整オッズ比 0.34［95% 信頼区間 0.13 ～ 0.87］，p = 0.024）は就業中に転倒していない傾向にあることが明らかとなった。なお，その他の要因と就業中の転倒との間には，有意な関連性が示されなかった。
【結論】小売業に従事する勤労者における勤務中の転倒には，勤務外にも転倒していること，配送センターに勤務していること，および，握力が平均よりも低いことが関連していることが明らかとなった。

キーワード

Ⅰ

労働災害

転倒・転落

体力

握力

はじめに

によると，休業 4 日以上の死傷災害の 23.5 ％（120,460

転倒は，患者や高齢者だけでなく，勤労者にも悪影響

名のうち 28,310 名）は転倒が原因で発生しており，転を及ぼし得る。労働災害対策の重点的な取り組み事項を倒は，死傷災害の原因の第一位である 2）。厚生労働省

定めた中期計画である，第 13 次労働災害防止計画 1）では，勤労者の転倒災害の減少を目指し，2015 年より，は，2018 年度から 2022 年度までの 5 年間に，休業 4 日「STOP！

以上の死傷災害数を 5 ％以上減少させることが，主要ものの，2015 年から 2017 年にかけて，休業 4 日以上のな目標の 1 つに掲げられている。一方， 2017 年に生じ死傷災害の件数は増加しつづけている 2）。したがって，た労働災害の発生状況をまとめた厚生労働省の資料 2）

適切な転倒予防対策を構築することは，勤労者の労働災

連絡先：神戸大学大学院人間発達環境学研究科〒 657-8501

転倒災害プロジェクト」3） を推進している

原田和弘



神戸市灘区鶴甲 3-11

TEL：078-803-7886
受付日：2019. 1. 9

FAX：078-803-7886

E-mail：harada@harbor.kobe-u.ac.jp

受理日：2019. 2. 23

25

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

害の減少に直結する重要な課題である。

生活協同組合コープこうべの
兵庫県内の事業所

勤労者の効果的な転倒予防対策を構築するためには，勤労者の転倒に関連する要因を同定する必要がある。関

健康管理部門の担当者 2 名による抽出

連要因を同定することで，転倒リスクの高い勤労者はど

小売店鋪 3 か所
配送センター 3 か所のような特性を持っているのか，また，転倒予防介入に
おいてはどのような要因に働きかけるべきかを把握で質問紙への回答と健康診断データの利用承諾の依頼

きる。高齢者については，転倒の関連要因に関する多くの研究成果 4）5）がすでに蓄積されている。また，転倒の依頼の応諾者 399 名

関連要因についての知見に基づき，高齢者の転倒リスクを包括的に把握する評価票を開発する研究6）- 8）

や，高転倒に関する回答状況の確認

齢者に対する転倒予防介入の効果検証を行う研究も広く

本研究の対象者 397 名（転倒に関する回答あり）

行われている 9）10）。しかし，高齢者と比較すると，勤労者の転倒の関連要因に注目した研究は極めて限定的である。勤労者の転倒の関連要因について，わが国では，体図1

対象者と手続きの流れ

力は清掃業に従事する勤労者の転倒事故発生に関係している 11）一方，体力や高齢者向けの転倒リスク評価票は製造業従事者の転倒を予測しないこと12）抽出した。なお，生活協同組合コープこうべは兵庫県内

や，事務に従で広く事業展開を行っており，小売店舗・配送センター

事する勤労者の転倒と年代との間に有意な関連性は示さともに多くの事業所数を構えているが，本研究では，同13）が報告されているに過ぎない。諸外国で社を通じた実現可能性を考慮し，3 か所ずつと設定し

14）

15）

た。6 か所の事業所の抽出は，本研究への協力が得られに着目した研究などが散見されるに止まる。したがっやすいと予想される箇所という観点から，生活協同組合て，勤労者の効果的な転倒予防対策の構築を目指すに

コープこうべの健康管理部門の担当者 2 名が行った。

れないことも，建築従事者の屋根からの転落や，漁師の転倒は，高齢者を対象とした研究と同様に，勤労者の転倒の

6 か所の事業所に勤務する従業員に対して，質問紙調

関連要因についての知見の蓄積を進めていくことが求め査への回答と，生活協同組合コープこうべが 2017 年度られる。

に実施した健康診断データの利用承諾を依頼した。質問

本研究は，小売業に従事する勤労者を対象に，就業中

紙調査は，2017 年 10 月に実施した。その結果，399 名の転倒に関連する要因を明らかにすることを目的とし（1 か所の事業所あたり 44 ～ 82 名）から，質問紙調査

た。小売業はわが国における主要な産業分野の 1 つでへの回答と，健康診断データの利用承諾が得られた。こ16）。小売業における休業のうち，質問紙調査の転倒に関する回答に欠損があった

4 日以上の死傷災害のうち，転倒を原因とする災害の割2 名を除外した 397 名を本研究の対象者とした。対象者

合は 35.2%（13,881 名の災害のうち 4,881 名が該当）でのうち，男性は 167 名，女性は 230 名であり，平均年齢あり，744 万人が従事している2）ある 。産業別に見ると，小売業は，警備業（37.4 ％：は 47.8 歳（標準偏差 11.9 歳，範囲 20 ～ 68 歳）であっ

1,603 名の災害のうち 600 名が該当）に次いで，転倒をた。これらの流れを，図 1 にまとめた。

2）

原因とする災害の割合が高い産業である 。そのため，

3.

調査項目

小売業は，効果的な転倒予防対策の構築が求められる必

1）転倒要性の高い産業分野の 1 つと位置付けられる。

質問紙調査において，過去 1 年間に，就業中，就業外にそれぞれ転倒したことがあるかどうかを質問した。

Ⅱ方法

2）身体・健康状況

1.

研究デザイン

転倒に関連する可能性のある身体・健康状況要因とし

本研究は，横断研究である。
2.

対象者と手続きて，生活協同組合コープこうべが実施した健康診断デー
タの中から，現在の喫煙習慣（なし，あり），握力，体主として飲食料品を小売する業者である生活協同組合

格指数（Body Mass Index），矯正視力，血圧，尿酸値，

コープこうべに勤務する者を対象とした。生活協同組合

糖尿病の診断（正常，要受診・治療中）に関するデータ

コープこうべが兵庫県内に構える事業所の中から，6 かの提供を受けた。データの抽出と提供は，生活協同組合

所の事業所（小売店舗 3 か所，配送センター 3 か所）を

コープこうべの健康管理部門の担当者 2 名によって行わ

26

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

小売業勤労者における就業中の転倒に関連する要因〜横断研究〜

本属性，身体・健康状況，および転倒リスク要因との関れた。
握力は，両腕の測定が行われており，本研究では，左連性をχ2 検定で検証した。

右どちらか高い方の値を採用し，男女別の平均値（男次に，本研究の主要解析として，就業中および就業外性 41.5 kg，女性 26.0 kg）をカットオフ値として，対の転倒をそれぞれ従属変数としたロジスティック回帰分

2

象者を 2 群に分類した。体格指数は，25 kg/m 以上と析を行った。独立変数には，単変量解析（χ2 検定）に25 kg/m2 未満の 2 群に，矯正視力は，両眼とも視力 0.7

おいて，p ＜ 0.20 の水準 17）18）で転倒と関連していた変以上の群といずれかの目の視力が 0.7 未満の群の 2 群数を投入した。独立変数の投入法は，強制投入法としに，血圧は，収縮期 140 mmHg 未満 / 拡張期 90 mmHg

た。

未満の群と収縮期 140 mmHg 以上 / 拡張期 90 mmHg

その後，主要解析から得られた結果に基づき，就業中以上の群の 2 群に，また，尿酸値は，7 mg/dL 未満のの転倒に関連する要因について副次解析を行った。主要群と 7 mg/dL 以上の群の 2 群に，それぞれ分類した。

解析において，連続した値を群分けした変数が就業中の

3）転倒リスク要因

転倒と有意に関連した場合は，感度分析として，連続し高齢者向けに開発された転倒リスクの包括的な評価票
7）8）（転倒リスクアセスメント票）

た値を独立変数としたロジスティック回帰分析を行っを質問紙調査に導入た。また，独立変数間の交絡状況を確認するため，主要

し，転倒リスク要因を質問した。この評価票は，身体機解析で就業中の転倒と有意に関連していた独立変数につ能（筋力，下肢筋力，バランス能力，歩行能力，昇降能

いて，いずれかの独立変数を 1 つずつ取り除いたモデル

力，起居能力，上肢機能，歩容），疾病・身体症状（めを検証した。

まい・失神，服薬，認知・視聴力，脳血管疾患，関節・各項目の欠損値は，ペアワイズ法で対応した。いずれ

骨疾患，代謝系疾患），環境（周辺環境，着衣），行動・の検定も，統計学的有意水準は 5 ％とした。統計解析に

性格（不活動性，トイレ行動，転倒不安，危険行動）かは，SPSS ver.21.0 を使用した。

らなる。これらの 4 つの要因に関する質問へは，「はい」

5.

倫理的配慮

または「いいえ」の 2 段階で回答する形式である。本研

本研究は，神戸大学大学院人間発達環境学研究科内8）に設置された研究倫理審査委員会の承認（承認番号が示す転倒リスクが 20 ％を超える得点をカットオフ値

No.290）と，生活協同組合コープこうべの役員および顧として，各要因について，それぞれリスクが高い群と低問弁護士の承認を経て実施された。対象者へは本研究のい群の 2 群に分類した。なお，高齢者を対象とした佐藤趣旨を文書で説明し，署名にて同意を得た。

究では，4 つの各要因の得点を算出した上で，佐藤らら

8）

では，高リスクのカットオフ値として 28 ％が採用されている。しかし，本研究の対象者において，カットⅢ

結果

オフ値を 20 ％から 28 ％へ引き上げた場合，疾病・身体1.

対象者の特徴症状が高リスクと判定される者の人数は変わらないもの

対象者の特徴を表 1 に示した。小売店舗の勤務者はの，身体機能が高リスクと判定される者は 33 名から 3

193 名であり，配送センターの勤務者は 204 名であっ名へ，環境が高リスクと判定される者は 11 名から 1 名た。対象者のうち，13.7 % が週 2 日以上運動・スポーツ

へ，また，行動・性格が高リスクと判定される者は 169を行っており，59.4 ％がメガネ・コンタクトを使用し，名から 72 名へと，高リスクと判定される者の人数が大21.7 ％が喫煙習慣を有し，19.4 % が体格指数 25 kg/m2

幅に減少した。そのため，本研究での転倒者（就業中・以上であり，18.9 ％がいずれかの眼の視力が 0.7 未満で就業外を問わず）の割合は 14.4 ％であった点を踏まえ，あり，18.1 % が血圧 140 mmHg/90 mmHg 以上であり，20 ％をカットオフ値とした。

3.9 ％が尿酸値 7 mg/dL であり，6.0 ％が糖尿病要受診

4）基本属性または治療中と診断されていた。転倒リスク要因につ

質問紙調査において，性別（男性，女性），年齢，運いて，対象者の 8.6 ％が身体機能によるリスクが高く，動・スポーツ頻度（なしまたは週 2 日未満，週 2 日以

2.3 ％が疾病・身体症状によるリスクが高く，2.8 ％が環上），メガネ・コンタクトの使用（使用なし，使用あり）

境によるリスクが高く，43.9 ％が行動・性格によるリスを質問した。また，事業所の種類（小売店舗，配送セン

クが高かった。

ター）も基本属性の 1 つと位置付けた。
4.

統計分析
単変量解析として，就業中または就業外の転倒と，基単変量解析（χ2 検定）において，就業中の転倒と有意に関連していた要因は，就業外の転倒（転倒あり），
勤務先（配送センター），転倒リスク要因の疾病・身体27

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

表1

対象者の特徴と就業中および就業外の転倒と関連する要因（χ2 検定による単変量解析）

過去１年の就業外の転倒なし
あり
過去１年の就業中の転倒なし
あり

過去 1 年の就業中の転倒あり, n（%）
なし, n（%）
340（94.7%）19（5.3%）31（81.6%）

7（18.4%）

勤務先
小売店舗
配送センター――――

190（98.4%）
181（88.7%）

3 （1.6%）23（11.3%）

性別
男性

152（91.0%）15（9.0%）女性
年代
20～39歳40～59歳
60歳以上
運動・スポーツの実施頻度
なし・週 2日未満

219（95.2%）

11（4.8%）90（93.8%）215（92.7%）
66（95.7%）6（6.3%）
17（7.3%）
3（4.3%）

317（93.0%）24（7.0%）

週2日以上
めがね・コンタクトの使用
使用なし

52（96.3%）2（3.7%）

152（94.4%）9（5.6%）

219（92.8%）17（7.2%）290（93.2%）
81（94.2%）21（6.8%）5（5.8%）

165（91.7%）
181（95.3%）15（8.3%）9（4.7%）

297（92.8%）74（96.1%）

23（7.2%）3（3.9%）

299（92.9%）72（96.0%）23（7.1%）3（4.0%）

305（93.8%）
66（91.7%）20（6.2%）6（8.3%）

300 （93.5%）21（6.5%）13（100.0%）0（0.0%）

293 （93.3%）20（100.0%）21（6.7%）0（0.0%）

330（93.8%）29（87.9%）22 （6.3%）
4（12.1%）

使用あり
現在の喫煙習慣
なし
あり
握力
平均未満
平均以上
Body Mass Index
25kg/m2未満
25kg/m2以上
視力（矯正）
両眼とも0.7以上
いずれの眼が 0.7未満
血圧
140/90mmHg未満
140/90mmHg以上
尿酸値
7mg/dL未満
7mg/dL以上
糖尿病
正常
要受診／治療中
転倒リスク要因：身体機能
低リスク
高リスク

転倒リスク要因：疾病・身体症状低リスク
354（93.9%）
高リスク6（66.7%）
転倒リスク要因：環境
低リスク
349 （93.1%）
高リスク
11（100.0%）
転倒リスク要因：行動・性格
低リスク
高リスク

28

26（6.9%）0（0.0%）

0.002―<0.001

0.095

0.674

0.359

0.523

0.756

0.160

0.295

0.322

0.499

0.341

0.232

0.199

0.001

0.366

過去 1 年の就業外の転倒あり, n（%）
なし, n（%）――――

340（91.6%）
19（73.1%）31（8.4%）7（26.4%）180（93.3%）
179（87.7%）

13 （6.7%）25（12.3%）

150（89.8%）17（10.2%）

209（90.9%）

21 （9.1%）

86（89.6%）
207（89.2%）
66（95.7%）

10（10.4%）25（10.8%）
3 （4.3%）308（90.3%）

33（9.7%）49（90.7%）5（9.3%）

146（90.7%）15（9.3%）213（90.3%）

23（9.7%）286（92.0%）73（84.9%）25 （8.0%）13（15.1%）

163（90.6%）
171（90.0%）

17 （9.4%）
19（10.0%）292（91.3%）
67（87.0%）28 （8.8%）
10（13.0%）290（90.1%）
69（92.0%）32（9.9%）6（8.0%）

297（91.4%）
62（86.1%）

28 （8.6%）
10（13.9%）292（91.0%）29（9.0%）12（92.3%）

1（7.7%）

286（91.1%）
18（90.0%）28 （8.9%）2（10.0%）320（90.9%）28（84.8%）

32 （9.1%）
5（15.2%）343（91.0%）6（66.7%）34 （9.0%）3（33.3%）342（91.2%）
7（63.6%）33 （8.8%）4（36.4%）200（92.6%）
148（87.6%）

16 （7.4%）
21（12.4%）

0.290
204（94.4%）155（91.7%）

χ2 検定
欠損を含むため，変数によって対象者数は異なる。
＊

23 （6.1%）
3（33.3%）p値 ＊12（5.6%）14（8.3%）

p値 ＊
―

0.002

0.062

0.726

0.267

0.923

0.887

0.048

0.857

0.257

0.607

0.169

0.868

0.870

0.259

0.014

0.002

0.097

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

小売業勤労者における就業中の転倒に関連する要因〜横断研究〜

症状（高リスク）であった。一方，就業外の転倒には，ること，および，握力が平均以上の者（調整オッズ比

就業中の転倒（転倒あり），喫煙習慣（あり），転倒リス

0.34［95% 信頼区間 0.13 ～ 0.87］，p = 0.024）は，就業中

ク要因の疾病・身体症状（高リスク），転倒リスク要因に転倒していない傾向にあることが確認された。
また，多変量解析の結果，就業外の転倒と有意に関連の環境（高リスク）が有意に関連していた。
2.

転倒の状況

する要因は，就業中の転倒（転倒ありの調整オッズ比

対象者のうち，6.5 ％が就業中に，また，9.6 ％が就

3.86［95 ％信頼区間 1.36 ～ 10.91］，p = 0.011）と，転倒

業外に転倒していた。過去 1 年間に，就業中・就業外リスクの環境（高リスクの調整オッズ比 6.65［95 ％信頼

いずれかの場面で転倒していた者の割合は，対象者の区間 1.73 ～ 25.54］，p = 0.006）であった。

14.4 ％であった。

4.

3. 就業中および就業外の転倒の関連要因に関する主要

就労中の転倒の関連要因に関する副次解析結果
主要解析において，連続値を持つ変数である握力が，

解析結果

就業中の転倒に関連していることが示された。そこで，

主要解析として，単変量解析で転倒との関連性の p

感度分析として，握力の男女別標準得点，就業外の転値が 0.20 未満であった要因を独立変数とした多変量

倒，および勤務先を独立変数としたロジスティック回帰

解析（ロジスティック回帰分析）を行った。その結果分析を行った（表 3）。その結果，勤務先（配送センター（表 2），就業外で転倒している者（調整オッズ比 3.11の 調 整 オ ッ ズ 比 13.70［95 ％信 頼 区 間 3.02 ～ 62.09］，［95 ％信頼区間 1.07 ～ 9.07］，p = 0.038）と，配送セン

p = 0.001）が，就業中の転倒と有意に関連していた。一

ター勤務者（調整オッズ比 15.13［95% 信頼区間 3.12 ～方，就業中の転倒と就業外の転倒（転倒ありの調整オッ

73.46］，p = 0.001）は，就業中に転倒している傾向にあズ比 2.61［95 ％信頼区間 0.92 ～ 7.40］，p = 0.071）およ

表2

就業中および就業外の転倒と関連する要因（ロジスティック回帰分析による主要解析）

過去１年の就業外の転倒なし
あり
過去1年の就業中の転倒
なし
あり
勤務先
小売店舗
配送センター
性別
男性
女性
現在の喫煙習慣
なし
あり
握力
平均未満
平均以上
血圧
140/90mmHg未満
140/90mmHg以上
転倒リスク要因：身体機能
低リスク
高リスク
転倒リスク要因：疾病・身体症状
低リスク
高リスク
転倒リスク要因：環境
低リスク
高リスク
転倒リスク要因：行動・性格
低リスク
高リスク

過去 1 年の就業中の転倒
AOR（95%CI）
p値
1.00
3.11（1.07～9.07）

0.038

―
―
1.00
15.13（3.12～73.46）

0.001

1.00
1.08（0.42～2.78）

0.877

―
―
1.00
0.34（0.13～0.87）

過去 1年の就業外の転倒
AOR（95%CI）
p値
―
―
1.00
3.86（1.36～10.91）

0.011

1.00
1.22（0.56～2.66）

0.610

―
―
1.00
1.96（0.89～4.30）

0.024

―
―

―
―
1.00
1.72（0.75～3.91）

1.00
2.39（0.58～9.80）

0.228

1.00
3.66（0.45～29.96）

0.226

0.093

0.199

―
―
1.00
2.32（0.47～11.30）

0.299

―
―

1.00
6.65（1.73～25.53）

0.006

―
―

1.00
1.47（0.71～3.06）

0.305

AOR，調整オッズ比（Adjusted Odds Ratio）
95%CI，95％信頼区間（95% Conﬁdence Interval）

29

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

表3

就業中の転倒と関連する要因（握力を連続値とした副次解析）

過去1年の就業外の転倒
なし
あり
勤務先
小売店舗
配送センター
握力（男女別の標準得点）

AOR （95%CI）

p値

1.00
2.61（0.92～7.40）

0.071

1.00
13.70（3.02～62.09）
0.63（0.39～1.01）

0.001
0.055

AOR，調整オッズ比（Adjusted Odds Ratio）
95%CI，95％信頼区間（95% Conﬁdence Interval）
表4

就業中の転倒と関連する要因（独立変数の組み合わせを変えた副次解析）
モデル 1
AOR（95%CI）

p値

過去 1 年の就業外の転倒
なし
1.00
あり
3.24（1.13～9.28） 0.029
勤務先
小売店舗
1.00
配送センター 12.66（2.88～55.76）0.001
握力
1.00
平均未満
平均以上
0.37（0.15～0.90） 0.029

モデル 2
AOR（95%CI）

p値

―
―

モデル 3
AOR（95%CI）

p値

1.00
3.58（1.31～9.78） 0.013
―
―

1.00
12.95（2.97～56.55） 0.001
1.00
0.40（0.17～0.95） 0.039

1.00
0.54（0.23～1.27） 0.155

モデル 4
AOR（95%CI）

p値

1.00
3.39（1.28～8.95） 0.014
1.00
7.47（2.19～25.46） 0.001――

AOR，調整オッズ比（Adjusted Odds Ratio）
95%CI，95％信頼区間（95% Conﬁdence Interval）

び握力の男女別標準得点（調整オッズ比 0.63［95 ％信Ⅳ考察

頼区間 0.39 ～ 1.01］，p=0.055）との関連性に関しては，

本研究の結果，配送センターの勤務者は，小売店舗の調整オッズ比の p 値が有意な水準にわずかに達してい勤務者よりも，就業中に転倒している者の割合が高くなかった。

（配送センター 11.3 ％，小売店舗 1.6 ％），主要解析におまた，握力と就業中の転倒について，主要解析では両
2いて，両者の関連性を示す調整オッズ比は 10 を超える者に有意な関連性が示されたが，単変量解析（χ 検定）

数値となった。これらの結果は，小売業において，就業では有意な関連性が示されなかった。この不一致を補足

中の転倒発生には就業内容が密接に関係しており，配送するため，握力（平均未満，平均以上），就業外の転倒，センターでの勤務内容は小売店舗よりも転倒発生を誘発

および勤務先の 3 つを独立変数としたモデルを作成した

しやすいことを示唆している。配送センターの位置づけ上で（モデル 1），そこから，3 つの変数を 1 つずつ取りを踏まえると，配送センターの勤務は，小売店舗の勤務除いたモデル（モデル 2 ～モデル 4）を検証した（表 4）。

よりも，総じて，荷物を抱えて移動する機会や，車両やその結果，勤務先がモデル内に含まれていた場合（モ

荷台等を昇降する機会が多いとみなすことができる。こデル 1 ，モデル 2），握力は就業中の転倒に対して有意れらの機会が多いことが，配送センター勤務者におけるに回帰していたが（モデル 1 の調整オッズ比 0.37［95 ％就業中の転倒に影響している可能性がある。

信頼区間 0.15 ～ 0.90］，p = 0.029：モデル 2 の調整オッ

感度分析では有意な水準にわずかに達していなかった

ズ比 0.40［95 ％信頼区間 0.17 ～ 0.95］，p = 0.039），勤務

ものの（p = 0.055），本研究の主要解析において，握力先がモデル内に含まれない場合（モデル 3），握力は就が低いことは，就業中の転倒の関連要因であることが示

業中の転倒に対して有意に回帰していなかった（調整された。握力は，全身の筋力・筋肉量を反映した指標とオッズ比 0.54［95 ％信頼区間 0.23 ～ 1.27］，p = 0.155）。

して知られている 19）。また，高齢者を対象とした研究

なお，握力と勤務先との関連性をχ2 検定で確認したでは，筋力の低下は転倒発生のリスクを高めることが明ところ，配送センター勤務者の方が（195 名のうち 115

らかとなっている 20）。したがって，本研究で示された，名：59.0 ％）， 小 売 店 舗 勤 務 者（175 名 の う ち 75 名：

勤労者の握力と就業中の転倒との関連性は，高齢者に関42.9 ％）よりも，握力が平均以上の者の割合が有意に多する知見と軌を一つにする知見である。ただし，握力やかった（p = 0.002）。

筋力と勤労者の転倒との関係性についての先行研究を概観すると，清掃業従事者では握力と転倒事故との関連性

30日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019が示されているものの 11），製造業従事者では下肢筋力12）

小売業勤労者における就業中の転倒に関連する要因〜横断研究〜

予防対策は，就業中と就業外とでそれぞれ異なる可能性，産業によってがあることを示している。このような結果が得られた理見解が異なる。したがって，慎重に解釈すべきであるも由として，転倒が発生する状況やメカニズムが，就業中のの，本研究の結果から考えると，十分な筋力・筋肉量と就業外では異なるためであることが考えられる。勤労を保持することが，小売業における就業中の転倒予防対者の転倒に着目した先行研究では，転倒の場面が区別さ策となり得る可能性がある。なお，単変量解析では，握れていないものも含まれる 13）。今後，勤労者の転倒に力と就業中の転倒との間に有意な関連性は示されなかっ関する研究を行う際は，転倒の場面を区別して行われる

た。この結果は，配送センター勤務者は握力が高い傾向

べきであろう。

と転倒との関係性が示されておらずにあった点や，表 4 において勤務先をモデルに組み込む

本研究は，転倒予防に関する従来の研究で十分に注目と握力の就業中の転倒に対する回帰が有意になった点かされていなかった集団である，勤労者の転倒予防対策のら，勤務先が，握力と就業中の転倒との関連性を交絡し構築に寄与する研究と位置付けられる。しかし，本研究ていたためであったと判断できる。また，感度分析では次の限界点を含む。1 点目として横断研究である点が両者の関連性が有意な水準に達していなかったことからあげられる。限界の 2 点目は，標本設計に基づいて対象（p = 0.055），両者の関係性はクリアな線形ではない可能

者数を設定しておらず，十分な対象者数を確保できて性もある。

ない点があげられる。3 点目は，対象とした 6 か所の事

一方，握力以外の要因について，高齢者の転倒リスクを包括的に捉えることを目的に開発された評価票

7）8）

業所を生活協同組合コープこうべから無作為に抽出してのおらず，選択バイアスのある点があげられる。また，対構成要因（身体機能，疾病・身体症状，環境，行動・性象者の仕事内容や，転倒の発生状況の詳細を把握して格）は，いずれも，主要解析において就業中の転倒と有いない点が，4 点目の限界点である。さらに勤労者にお意に関連していなかった。また，高血圧や視覚，糖尿病

いて，過去 1 年間の思い出し法による転倒評価の信頼など，高齢者の転倒と関連するといわれている身体・健性・妥当性が十分に定まっていない点が，5 点目の限界

5）も，就業中の転倒との関連性は示されなかっ点としてあげられる。高齢者の場合，転倒評価には，カた。これらの結果は，高齢者の日常生活での転倒と，勤レンダー等による日常的な転倒記録法が推奨 21）されて労者の就労中の転倒とでは，関連する要因が必ずしも一おり，特に認知機能が低下した者ほど，思い出し法の転致せず，高齢者研究の知見を勤労者へ適用できない可能

倒評価は正確性が低くなる 22）。しかし，日常的な転倒性を示している。高齢者と比較すると，勤労者の就労記録法は，観察期間が長期になるほど回収率が低くな

中の転倒は，解明されていない点が非常に多く，今後のり 23），転倒の最適な評価方法は明確な結論が得られて研究の蓄積が期待される。また，本研究の結果に従っていない 22）。勤労者は，認知機能が十分保たれていると考えると，高齢者向けの包括的評価票では，勤労者の就みなすことができる。そのため，勤労者は，高齢者より

労中の転倒リスクを十分に捉えられていないと予想されも，思い出し法の転倒評価の正確性が高いと予想されるる。高齢者向けの包括的評価票のカットオフ値について

ものの，勤労者の転倒の評価方法に関する知見の蓄積は

康状況

8）

も，高齢者 で採用されている値（28 ％）を採用すると，進んでいない。今後は，これらの限界点を克服した検証

本研究では，高リスクと判定される勤労者が極端に少なが行われ，本研究を起点に，勤労者の効果的な転倒予防くなった。勤労者の就労中の転倒リスクを包括的に評価対策の構築を目指した研究が発展していくことが期待さするには，関連要因に関する知見の蓄積を進め，就労中れる。

の転倒に独自の包括的評価票を作成することが望ましいだろう。

対象とした生活協同組合コープこうべは主として飲食料品を小売する典型的で知名度の高い業者であることか

本研究において，就業外の転倒は，就業中の転倒と相ら，上述した選択バイアスを含むものの，小売業のう互に関連していた。ただし，就業中の転倒と，就業外のち，飲食料品を主に扱う業種の勤労者に対しては，一般

転倒とは，関連する要因がそれぞれ異なることが示され化でき得る知見が本研究より得られた。しかし，他のもた。すなわち，主要解析において，就業中の転倒の関のを取り扱う小売業の勤労者や，他の産業分野の勤労者連要因であった勤務先と握力は，就業外の転倒とは有意にも一般化できるかどうかは不明である。

に関連していなかった。その代わりに，就業外の転倒には，転倒リスクアセスメント票 7）8）で評価された環境が関連していた。これらの結果は，勤労者の効果的な転倒

Ⅴ

結論

本研究では，小売業に従事する勤労者を対象に，転倒
31日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019に関連する要因を検証した。その結果，勤務中の転倒にfalls in older adults：Updated evidence report andは，勤務外にも転倒していること，配送センターに勤務

systematic review for the US Preventive Services

していること，および，握力が平均よりも低いことが関Task Force. JAMA. 319（16）：1705-1716, 2018.

連していることが明らかになった。

10）金成由美子ほか．高齢者における転倒予防介入プ
ログラムの有効性に関する文献的考察．日公衛誌．

Ⅵ

利益相反
本研究において申告すべき事項はない。

49（4）：287-304, 2002.
11）正田浩三ほか．ビル清掃業務に従事する中高年就労者の業務災害に関する調査．日本建築学会環境系

Ⅶ

研究資金
本研究において，特定の資金源はない。

論文集．68（568）：89-94, 2003.
12）Tsukada T, et al. Risk assessment of fall-related
occupational accidents in the workplace. J Occup

Ⅷ 謝辞

Health. 58（6）：612-621, 2016.

本研究の調査実施に多大なご協力をいただきました，

13）塩満智子ほか．事務的職業に従事する壮年期・中生活協同組合コープこうべ健康管理室統括部長の畑祐司

年期労働者の運動習慣及び体力と転倒に対する意氏と生活協同組合コープこうべ健康管理室担当係長（当識．日健医会誌．25（2）：107-113, 2016.

時）の植田拓浩氏に深く感謝いたします。

14）Kines P. Construction workers’falls throughroofs：Fatal versus serious injuries. J Safety Res.

引用文献
1）厚生労働省．第 13 次労働災害防止計画．2018.

33（2）：195-208, 2002.
15）Jensen OC. Non-fatal occupational fall and slip

入手先〈https://www.mhlw.go.jp/content/

injuries among commercial fishermen analyzed by

11200000/000341158.pdf 〉，参照 2018-12-18.

use of the NOMESCO injury registration system.

2）厚生労働省 . 平成 29 年における労働災害発生状況

Am J Ind Med. 37（6）：637-644, 2000.

（確定）．2018.〈https://www.mhlw.go.jp/bunya/16） 総 務 省 統 計 局． 労 働 力 調 査．2017 年 基 本 集 計

roudoukijun/anzeneisei11/rousai-hassei/xls/17-

全都道府県「産業，従業上の地位・雇用形態（雇kakutei.xls 〉，参照 2018-12-18.

用者については従業者規模）別就業者数」．2018.

3）厚生労働省．STOP！ 転倒災害プロジェクト実〈https://www.e-stat.go.jp/stat-search/file-dow

施要綱．2016.〈https://www.mhlw.go.jp/file/06-

nload? statInfId=000031667347&fileKind=0 〉参照

Seisakujouhou-11300000-Roudoukijunkyokuanzen

2018-12-19.

eiseibu/0000111040.pdf 〉参照 2018-12-19.
4）鈴木隆雄．転倒の疫学．日老医誌 . 40（2）：85-94,
2003.

17）Coleman AL, et al. Higher risk of multiple falls
among elderly women who lose visual acuity.
Ophthalmology. 111（5）：857-862, 2004.

5）Ambrose AF, et al. Risk factors for falls among18）Katz MH. 多変量解析を準備する．木原雅子ほか

older adults：A review of the literature. Maturitas.

監訳，医学的研究のための多変量解析：一般回帰モ75（1）：51-61, 2013.

デルからマルチレベル解析まで．メディカル・サイ

6）鳥羽研二ほか．転倒リスク予測のための「転倒スコア」の開発と妥当性の検証．日老医誌．42（3）：346-352, 2005.
7）Demura S, et al. Examination of useful items

99.
19）Kozakai R. Grip strength and healthy aging. J
Phys Fit Sport Med. 6（3）：145-149, 2017.

for the assessment of fall risk in the community-20）Moreland JD, et al. Muscle weakness and falls

dwelling elderly Japanese population. Environ

in older adults：a systematic review and meta-

Health Prev Med. 15（3）：169-179, 2010.

analysis. J Am Geriatr Soc. 52（7）：1121-1129,8）佐藤進ほか．転倒リスクプロファイル評価法の提案と地域高齢者の転倒リスク特性．体育測定評価研
究．11：49-55, 2011.
9）Guirguis-Blake JM, et al. Interventions to prevent
32

エンス・インターナショナル，東京，2008, pp.77-

2004.
21）Lamb SE, et al. Development of a common
outcome data set for fall injury prevention
trials：the Prevention of Falls Network Europe

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019consensus. J Am Geriatr Soc. 53（9）：1618-1622,
2005.
22）Ganz DA, et al. Monitoring falls in cohort studies
of community-dwelling older people：effect of the

小売業勤労者における就業中の転倒に関連する要因〜横断研究〜

2194, 2005.
23）Leveille SG, et al. Chronic musculoskeletal pain
and the occurrence of falls in an older population.
JAMA. 302（20）：2214-2221, 2009.

recall interval. J Am Geriatr Soc. 53（12）：2190-

33

Japanese Journal of Fall Prevention Vol.6 No.1 2019

Original

Correlates of Fall among Workers in the Retailing Industry :A Cross-Sectional Study
Kazuhiro HARADA

Shuichi OKADA

Graduate School of Human Development and Environment, Kobe University

Abstract
和文抄録【Objective】This study aimed to examine the correlates of fall among workers in the retailing industry.
【Methods】This study targeted the workers of 3 shops and 3 delivery centers of the Consumer Co-operative
Kobe, a grocery-retailing company. Among them, 397 workers responded to the questionnaire and agreed to theuse of their health data which the company had. The questionnaire inquired about fall experience during 1 year
in occupational and non-occupational settings, Demura’s fall risk assessment chart (physical function, disease andphysical symptoms, environment, and behavior and character), and demographic factors（gender, age, exercise
habit, and use of glass）. From the health data, smoking habit, grip strength, body mass index, corrected visualacuity, blood pressure, urinary acid concentration, and diagnosis of diabetes were used.
【Results】Among participants, 6.5% fell in occupational settings. Logistic regression analysis revealed that those
who worked at delivery centers（adjusted odds ratio［AOR］, 15.13 ; 95% confidence interval［CI］, 3.12 – 73.46 ; p= 0.001）and those who fell in non-occupational settings（AOR, 3.11 ; 95% CI, 1.07 – 9.07 ; p = 0.038）were more
likely to fall in occupational settings, and that those with higher grip strength（AOR, 0.34 ; 95% CI, 0.13 – 0.87 ;p = 0.024）were less likely to fall in such settings. Other factors were not significantly correlated with fall in
occupational settings.
【Conclusion】This study found that fall in non-occupational settings, working in delivery centers, and lower
status of grip strength are correlated with fall in occupational settings among workers in a retailing company.

Keywords

Accidents, Occupational, Accidental Falls, Physical Fitness, Hand Strength

Corresponding author：Kazuhiro HARADA, Graduate School of Human Development and Environment, Kobe University
3-11 Tsurukabuto, Nada, Kobe, 657-8501 Japan
TEL：＋81 78803 7886

FAX：＋81 78803 7886

Received：January 9, 201934

e-mail：harada@harbor.kobe-u.ac.jp

Accepted：February 23, 2019

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1：35- 46

原

2019

著

認知機能の低下した高齢入院患者における移動能力の認識・判断過程〜誤判断に伴う転倒の認知モデル〜
篠﨑

未生 1）

山本

成美 1）

柿家

真代 1）

梶田

真子 2）

太田

隆二 3）

谷本

正智 3）

山岡

朗子 1）

竹村

真里枝 4）

佐竹

昭介 5）

近藤

和泉 3）

新畑

豊 1）

1）国立研究開発法人国立長寿医療研究センター神経内科部
2）国立研究開発法人国立長寿医療研究センター看護部
3）国立研究開発法人国立長寿医療研究センターリハビリテーション科部
4）国立研究開発法人国立長寿医療研究センター整形外科部
5）国立研究開発法人国立長寿医療研究センターフレイル研究部

要約【目的】本研究では，認知機能の低下した高齢者による転倒のメカニズムの一端を解明するべく，急性期治療を終えた直後の入院中の高齢者を対象として，認知機能レベル別に移動能力の認識・判断過程のモデル化を行い，患者による移動能力の不適切な認識が退院後の転倒発生に及ぼす影響について検討した。
【方法】研究対象者は地域包括ケア病棟に転入した平均年齢 82.8 ± 6.9 歳（範囲 65 〜 97）の入院患者 304 名であった。
転入時および退院時の移動能力は FIM の移動・移乗関連項目で評価し，入院前の移動能力は家族への聴き取りによって評価を行った。患者による転入時の移動能力認識は SF-8 の「PF」で，転入時の役割能力認識は SF-8 の「RP」で評価し，転入時および退院時の認知機能は MMSE によって評価を行った。さらに退院後 3 か月以内の転倒発生の有無を郵送式調査で実施した。転入時の MMSE 得点を基準とし，上位 1/3（n = 104）を「H 群」（MMSE 得点 30 〜
25 点）
，中位 1/3（n = 94）を「M 群」（MMSE 得点 24 〜 19 点），下位 1/3（n = 106）を「L 群」（MMSE 得点 18 〜 0 点）とする 3 群に分けて分析した。入院前および転入時の客観的な移動能力と患者による移動能力認識との関連について
Spearman の順位相関係数で検討し，構造方程式モデルによる多母集団同時分析で患者の移動能力の認識・判断過程のモデル化を行った。さらに，退院時の MMSE 得点を基準とし，25 点以上を「高群」（n = 96），24 点以下を「低群」（n = 123）とする 2 群に分けて，二項ロジスティック回帰分析で患者による移動能力の不適切な認識が退院後の転倒発生に及ぼす影響について検討した。
【結果と考察】相関分析および構造方程式モデルによる多母集団同時分析の結果より，H 群では「転入時移動能力」
が「転入時移動能力認識」に影響していたのに対して，M 群，L 群では「入院前移動能力」が「転入時移動能力認識」に影響していた。また，すべての群で「転入時移動能力認識」が「転入時役割能力認識」に影響していた。さらに，二項ロジスティック回帰分析（強制選択法）の結果より，高群では「退院時移動能力」得点，「退院時移動能力差」
得点ともに「退院後 3 か月以内の転倒発生」への影響は認められなかったのに対して，低群では「退院時移動能力差」
得点による「退院後 3 か月以内の転倒発生」への影響が認められた。
認知機能が高く維持されている患者では，自己の移動能力を機能低下後の転入時の移動能力に基づき認識・判断していたのに対して，認知機能の低下した患者では，自己の移動能力を機能低下以前の移動能力に基づき過大評価して連絡先：国立研究開発法人国立長寿医療研究センター神経内科部〒 474-8511

篠﨑未生



愛知県大府市森岡町 7-430

TEL：0562-46-2311

FAX：0562-48-2373

受付日：2018. 3. 22

受理日：2019. 2. 23

E-mail：mio-s@umin.ac.jp

35

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

認識しており，そのことが誤判断につながる可能性が示された。さらに，認知機能の低下した患者が，自己の移動能
力を機能低下以前の移動能力に基づき認識している場合，実際の移動能力と患者の認識との間にかい離が生じ，そのかい離が退院後の転倒リスクを高める可能性が示された。
【結論】急性期治療直後の認知機能の低下した高齢者では，機能低下以前の身体表象に基づいて自己の移動能力を不適切に認識，判断し，転倒発生に至る可能性が示された。

キーワード

Ⅰ

認知過程

自己認識

過大評価

認知機能低下はじめにいて，このような高齢者の見積もり誤差は，自己の能力

認知機能の低下は，高齢者の転倒リスクを 2 倍程度を楽観的に解釈し，過大評価するという一定の傾向をといわれており，その背景として，認知機示すとされている 14）17）18）。一方，なぜ，高齢者の見積能による移動動作の安全面への影響が指摘されている 3）

もりが自己の身体能力を過大評価する方向に歪むのかと- 5）。実際，高齢者医療の現場で発生する認知機能の低下

いう点については，高齢者が内部モデルの更新を失敗すと関連した転倒の中には，車いすから急に立ち上がり歩るためではないかという指摘 18）もあるが，いまだ十分

こうとするなどの高齢者自身によるリスキーな移動動作に解明されていない。

高める

1）2）

転倒

をきっかけとしたものも多くみられる。このような高齢

これらをふまえると，認知機能の低下した高齢者で観者による転倒リスク行動は，とくに実行機能や判断力に察される転倒リスク行動は，移動能力の低下自体はおお関わる認知機能の低下によって起こるとされ，自らの身よそ認識できているものの，心的表象能力の低下によ

体能力の不適切な認識が誤判断やリスク認識の甘さを引り，自己の移動能力の見積もりが不正確なものとなり，き起こしているとの指摘もある

3）
- 5）

。一方，転倒リスク

動作結果の適切な予測ができず，車いすを使わずに歩く行動を繰り返す高齢者が，どのように自己の移動能力のという誤判断に至った可能性もあるが，内部モデルの更低下を認識し，誤判断に至るのかという認知過程それ自新の失敗などにより，そもそも，移動能力の低下という体を詳細に検討した研究は少ない。認知機能の低下と関自らの身体に起きた変化自体を自覚できず，機能低下以

連した転倒に対して，より効果的な対策を講じるために前の身体表象に基づいて自己の移動能力を認識することも，高齢者がどのような思考プロセスを経て，転倒リス

で，車いすを使わずに歩くという誤判断に至った可能性

ク行動に至るのかという認知過程を明らかにすることはも考えられる。
とくに急性期治療直後は高齢者の転倒リスクが高まる

重要な課題である。
高齢期は移動能力が徐々に低下していく時期である

ことが一般的に知られているが，急性疾患による移動能が，急性期疾患などで急激に移動能力の低下が起きた場

力の急激な低下に加えて，入院治療中の安静臥床などに合，高齢者はどのようにして機能低下後の移動動作に適よる歩行経験の乏しさが，高齢者の移動能力の低下に対応していくのだろうか。効果的で安全に移動動作を遂行する適切な認識を難しくさせている可能性も考えられするためには，まず，自己の移動能力の低下を適切に認る。Lafargue ら 18）は高齢者が加齢に伴う身体的変化に識することが必要であり，さらに低下のレベルや生活環

適応できなくなる背景として，運動機会の減少との関連

境に合わせて，手すりや杖，車いすなどのツールを適切を指摘している。Sakurai ら 19） も自己の身体能力に対に選択し，それらを効果的に使用するための動作の獲得する過大評価が外出経験の乏しさと関連することを見いが求められる。中でも，実際に動作を行うことなく動きだしている。実際に歩くという経験の繰り返しを通しをイメージし，動作の結果を予測する心的表象能力は，て，身体能力の低下に対する高齢者の自覚が促され，自移動動作の安全な遂行において極めて重要な認知過程で己の身体表象の更新，さらには移動能力の適切な認識や

あるが

6）
- 8）

，近年では，このような心的表象能力が加齢とともに低下し，自己の動きの適切なシミュレーション
9）
- 12）

シミュレーション，結果の予測などが可能となるのかも
しれない。

。実際，

臨床への応用という点でも，転倒リスクがとくに高い

若年者と比較して高齢者では，動作の見積もり精度が悪とされる急性期治療直後の時期に，認知機能の低下したが困難になることが明らかにされつつあるく13）14），そのことが転倒リスク行動などにも影響することが示唆されている
36

15）
- 18）

。さらに，多くの研究にお高齢者が自己の身体の変化をどの程度，適切に認識・判断しているのか，すなわち，自己の身体に関する心的表日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

認知機能の低下した高齢入院患者における移動能力の認識・判断過程〜誤判断に伴う転倒の認知モデル〜

象の更新を適切に行っているのか。また認識が不適切な力と関連する移乗・移動の下位項目の中から「トイレ移場合，そのことが転倒発生に影響しうるのかを検討する

乗」「ベッド移乗」「歩行」の 3 項目のみを使用し，それことは，とくにハイリスクとされる状況下での転倒発生

らの合計得点（得点範囲 3 〜 21 点）を「入院前移動能力」のメカニズムを明らかにするという点で，大きな意義が得点とした。なお，移乗・移動の下位項目のうち「浴槽ある。

移乗」と「階段」は，デイサービスでの入浴サービス利本研究では，認知機能の低下した高齢者による転倒の用や階段のない生活環境などにより家族による患者の能メカニズムの一端を解明するべく，急性期病棟での治療力評価が困難なケースも多く含まれていたため，除外しを終えた直後の入院中の高齢者を対象として，認知機能た。

レベル別に移動能力の認識・判断過程のモデル化を行

転入時／退院時移動能力：地域包括ケア病棟転入時

い，患者による移動能力の不適切な認識が退院後の転倒および退院時に Functional Independence Measure 第 3発生に及ぼす影響について検討した。

版の日本語版（以下 FIM）22）を使用して，理学療法士がリハビリテーション中に評価を行った。Flow-FIM とⅡ

方法

同様，FIM も全 18 項目 7 件法の評定尺度である。入院1.

対象

前移動能力の評価項目と対応させて，移乗・移動に関す2015 年 7 月から 2017 年 10 月にかけて，院内またはる 3 項目（「トイレ移乗」「ベッド移乗」「歩行」）の合計

他院の急性期病棟から国立長寿医療研究センター地域包

得点（得点範囲 3 〜 21 点）を「転入時移動能力」得点

括ケア病棟に転入した 65 歳以上の患者を対象とした。

とした。Flow-FIM の得点と FIM の得点との一致率は

なお，入院期間が 2 週間未満の予定で転入した患者，末高いことから 21），本研究の分析では，Flow-FIM での評

期がんなどの病状が極端に悪い患者，ペースメーカー埋価得点と FIM での評価得点は同等のものとして扱った。

め込み患者は除外した。入院中のすべての評価は患者の4）主観的評価

病状に配慮しながら病棟内または院内で実施した。地域

転入時移動能力認識：地域包括ケア病棟転入時に包括ケア病棟の入院期間は基本的に 60 日間を上限とし，Medical Outcome Study 8-item Short Form Health

入院中は，主治医による治療の他，病棟算定要件である

Survey 日本語版（以下 SF-8）23）の下位項目「PF」を元

1 日平均 2 単位のリハビリテーションを理学療法士，作にした質問を読み上げ，患者による評定を行った。本研

業療法士，言語聴覚士が実施し，栄養改善が必要な患者究の実施状況と患者の言語理解力に合わせて，平易な表に対しては Nutrition Support Team（栄養サポートチー

現となるように，「過去 1 か月間」を「現在」，「体を使ム）が評価，アドバイスを行った。ただし研究を目的とう日常活動（歩いたり階段を昇ったりなど）」を「歩いした介入は行われなかった。

たりすること」，「妨げられる」を「できない」と言い換2.

えた。
「できる」から「できない」までの 5 件法で回答

測度1）基本的属性を求め，分析の際には自己の能力を高く評価する患者ほ

年齢，性別，急性期病棟入院中の主疾患名，急性期病

ど高得点となるように逆転項目処理を行った（得点範囲

棟入院日数，地域包括ケア病棟入院日数を設定した。
2）転入時／退院時認知機能評価

1 〜 5 点）。
転入時役割能力認識：地域包括ケア病棟転入時に地 域 包 括 ケ ア 病 棟 転 入 時 お よ び 退 院 時 に，Mini20）

Mental State Examination（ 以 下 MMSE）

SF-8 の下位項目「RP」を元にした質問を読み上げ，患の日本語者による評定を行った。本研究の実施状況と患者の言語版を使用して心理士が評価した。全 11 項目（得点範囲

理解力に合わせて，平易な表現となるように，「過去 1

0 〜 30 点）からなり，高得点ほど認知機能が高く維持

か月間」を「現在」，「いつも」を「入院前にやっていた」，

されていることを示す。

「仕事（家事も含みます）をすること」は大半の患者が

3）客観的評価

既に退職していること，男性患者の大半が入院前から家入院前移動能力：急性期病棟入院直前 1 か月間程度事をしない生活であったことを考慮し「家事や日課なの患者の移動能力について，地域包括ケア病棟転入時ど」とし，「妨げられる」を「できなさそう」と言い換に，藤田保健衛生大学七栗サナトリウム（当時）によるえた。
「できそう」から「できなさそう」までの 5 件法

21）

フローチャート式 FIM（以下 Flow-FIM） を使用しで回答を求め，分析の際には自己の能力を高く評価するて家族による評価を行った。Flow-FIM は ADL に関す患者ほど高得点となるように逆転項目処理を行った（得る全 18 項目 7 件法の尺度であるが，本研究では移動能点範囲 1 〜 5 点）。
37

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 20195）退院時四肢筋肉量および Body Mass Index

Ⅲ

結果

地域包括ケア病棟退院時に看護師が身長，体重，四肢地域包括ケア病棟に転入した 65 歳以上の患者（該当

筋肉量を測定した。四肢筋肉量は IN BODY S10（BIO

期間中の複数回転入による重複は除く）のうち，研究同

SPACE 社製）を使用し，インピーダンス法で測定した。

意者 344 名，参加途中での同意撤回者 1 名であった。こ6）退院後 3 か月以内の転倒経験のうち、転入時の移動能力の認識・判断に関する分析で退院後 3 か月以内の転倒の有無について，「あり」（1）

使用する変数での欠損がない 304 名を分析対象とした。

または「なし」（0）の 2 件法で家族または患者が評定しなお，データ欠損の発生理由として，重度認知機能低た。調査票は郵送で回収を行った。

下・意識レベル不良・両側高度難聴・失語などによる実

3.

解析方法

施困難 22 名，回答拒否 1 名，同意取得後の病状悪化 1

統 計 的 解 析 は SPSS Statistics 22 と SPSS Amos 23

名，同意取得直後の転棟・退院による実施困難 7 名，そ（いずれも IBM 社製）を使用し，有意水準は 5 % とした。

の他 8 名であった。また，退院 3 か月後の郵送式調査はすべての分析は認知機能レベル別に行った。自己の移動

この 304 名のうち 222 名から回収され（回収率 73.0%），

能力について，転入時に，急性期治療に伴う身体機能のこのうち分析で使用する変数での欠損があった 3 名を低下という変化を認識していない場合は，機能低下以前

除く 219 名を退院後の転倒に関する分析対象者としたの状態である入院前の身体表象に基づき認識している，（図 1）。

変化を認識している場合は，機能低下後の状態である転転入時の移動能力の認識・判断に関する分析対象者

入時の身体表象に基づき認識しているとの仮定のもと，

304 名（ 男 性 105 名， 女 性 199 名 ） は， 平 均 年 齢 82.8

どちらの身体表象に基づき自己の移動能力を認識してい± 6.9 歳（範囲 65 〜 97），転入時の MMSE 得点は平均

るのかを検討するために，認知機能レベル別に入院前お20.1 ± 7.4 点（範囲 0 〜 30）であった。急性期病棟入よび転入時の客観的な移動能力と患者による移動能力認院の原因となった主疾患名は椎体骨折 91 名，大腿骨骨識との関連について Spearman の順位相関係数により折 22 名，その他下肢骨折 10 名，変形性膝関節症 11 名，検討した。さらに，相関分析の結果をもとにして，構造脳梗塞 7 名，パーキンソン病 15 名，その他疾患 148 名

方程式モデルで患者の移動能力の認識・判断過程のモデであった。急性期病棟入院日数は平均 30.6 ± 20.3 日（範ル化を試み，認知機能レベルの違いによって移動能力の囲 1 〜 153）
，地域包括ケア病棟入院日数は平均 41.9 ±認識・判断過程のモデルのパス係数にどのような違いが13.9 日（範囲 8 〜 79）であった（表 1）。

あるのかを多母集団同時分析により比較検討した。最後

入 院 前， 転 入 時， 退 院 時 の 客 観 的 移 動 能 力 評価 でに，患者の移動能力認識が実際の移動能力とかい離して使 用 し た 3 項 目 間 の 内 的 整 合 性 を 検 討 す る た め に，いる場合は，その認識のかい離が退院後の転倒発生に影Cronbach のα係数を算出したところ，入院前は .95 ，

響するか否かを二項ロジスティック回帰分析（強制選択

転入時は .88 ，退院時は .91 といずれも十分に高い値が法）により検討した。
4.

倫理的配慮
本研究は，世界医師会「ヘルシンキ宣言」および「人同意者（n =344）を対象とする医学系研究に関する倫理指針（2017 年 2月 28 日改訂）」に示される倫理規範に沿って計画され，同意撤回（n = 1）

調査実施にあたって国立研究開発法人国立長寿医療研究主要データ欠損による除外（n =39）

センター倫理・利益相反委員会の承認（承認番号：830）を受けた。対象者には，地域包括ケア病棟への転入時に書面および口頭で本研究について説明し，書面での同意

転入時データ分析
対象者（n = 304）取得を行った。なお認知機能低下などにより十分な同意

退院後調査未回収による除外（n = 82）能力を有しない患者についても代諾者同意で研究参加可能とした。その場合は，家族への説明に加えて患者本人

主要データ欠損による除外（n= 3）

へのインフォームド・アセントを実施し，代諾者による書面での同意取得を行った。

退院後データ分析
対象者（n =219）
図1

38

分析対象者の抽出過程

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

表1

認知機能の低下した高齢入院患者における移動能力の認識・判断過程〜誤判断に伴う転倒の認知モデル〜

転入時データ分析対象者（n =304）の基本的属性
N（％）

Mean±SD

Range

82.8±6.9

65～97

急性期病棟入院日数
地域包括ケア病棟入院日数30.6±20.3
41.9±13.9

1～153
8～79

転入時MMSE得点

20.1±7.4

0～30

年齢
性別

男性
女性

急性期病棟入院の主疾患
椎体骨折
大腿骨骨折
その他下肢骨折
変形性膝関節症
脳梗塞
パーキンソン病その他

表2

105（34.5％）
199（65.5％）91（29.9％）22 （7.2％）
10 （3.3％）
11 （3.6％）
7 （2.3％）15 （4.9％）148（48.7％）

認知機能レベル別の転入時の各変数の記述統計量
認知機能レベルH群（n = 104） M群（n = 94） L群（n = 106）

客観的評価
（a）
入院前移動能力（b）
転入時移動能力（b）－（a） 転入時移動能力差
主観的評価
（c）
転入時移動能力認識（d）
転入時役割能力認識

M

SD

M

SD

M

SD

18.8
14.9
－3.9

2.8
4.1
4.2

17.4
12.6
－4.8

4.3
4.5
4.7

15.5
9.6
－5.9

5.5
4.4
5.1

2.6
2.2

1.1
1.3

2.6
2.4

1.2
1.4

2.7
2.7

1.4
1.5

得られた。

は，H 群 が−3.9 ± 4.2 点，M 群 が−4.8 ± 4.7 点，L 群

以下の 1 ～ 3 の分析は，転入時の認知機能レベル別が−5.9 ± 5.1 点で，群間差が認められた （F2,301 = 4.84,に分析を行った。自己の移動能力認識が困難となる

p ＜ .01）。Tukey HSD 法による多重比較の結果，L 群

MMSE 得点のカットオフ値についての知見がほとんど

が H 群よりも大きく低下していた（p ＜ .01）
。一方，患見当たらないことから，本研究では転入時の MMSE 得者の移動能力の自己認識を表す「転入時移動能力認識」

点を基準とし，上位 1/3（n = 104）を「H 群」（MMSE

得 点 の 平 均 値 は，H 群 が 2.6 ± 1.1 点，M 群 が 2.6 ±得点 30 〜 25 点），中位 1/3（n = 94）を「M 群」（MMSE

1.2 点，L 群が 2.7 ± 1.4 点であり，群間差は認められな

得点 24 〜 19 点），下位 1/3（n = 106）を「L 群」（MMSE

かった（F2,301 = 0.02, n.s.）。

得点 18 〜 0 点）とする 3 群に分けて分析した。

2. 客観的移動能力と移動能力認識，役割能力認識との1.

認知機能レベル別の入院前と転入時の記述統計量

関連

認知機能レベル別の入院前と転入時の各変数の記述

入院前と比較して，転入時に身体機能が低下したこと

統計量を表 2 に示す。転入時の実際の移動能力を表すを認識していない場合，転入時の患者の移動能力認識「転入時移動能力」得点の平均値は，H 群が 14.9 ± 4.1

は，入院前の移動能力により近いものとなり，一方，転点，M 群が 12.6 ± 4.5 点，L 群が 9.6 ± 4.4 点で，群間入時に身体機能の低下を認識している患者の移動能力認差が認められた（F2,301 = 39.21, p ＜ .001）。Tukey HSD

識は，転入時の実際の移動能力に基づき認識していると法による多重比較の結果，L 群が H 群，M 群よりも低考えられた。そこで，患者がいつの時点の身体に関する値であり（いずれも p ＜ .001），M 群が H 群よりも低

心的表象に基づき自己の移動能力を認識しているのかを値であった（p ＜ .01）
。また，入院前と比較した転入時検討するために，認知機能レベル別に入院前および転入の移動能力低下度を表す「転入時移動能力差」得点は，時の客観的な移動能力と患者による移動能力認識との関「転入時移動能力」得点から「入院前移動能力」得点

連について Spearman の順位相関係数を用いて検討しを引いて算出した。
「転入時移動能力差」得点の平均値

た。患者による移動能力に関する認識を表す「転入時移39

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

動能力認識」得点は，H 群ではその時点の実際の移動能両方から「転入時移動能力認識」へパスを引いた。ま力である「転入時移動能力」得点と中程度の関連があり

た，「転入時移動能力」と「入院前移動能力」は関連す（rs = .45, p ＜ .001），「入院前移動能力」得点との関連ると仮定し両者に相関関係を設定した。さらに，転入時は弱い関連に留まった（rs = .20, p ＜ .05）のに対して，Mの役割能力は転入時の移動能力認識に基づき認識され群，L 群では，入院前の移動能力を表す「入院前移動能ると仮定し「転入時移動能力認識」から「転入時役割力」得点と弱い関連があり（M 群，L 群の順に rs = .22,

能力認識」へパスを引いた。多母集団同時分析を行っ

p ＜ .05 ，rs = .32, p ＜ .01），
「転入時移動能力」得点とた結果，等値制約を置かないモデルでは，適合度指標の関連は認められなかった。また，患者による役割など

は χ2（6）= 7.387，p = .287，GFI = .988，AGFI = .940，の日常活動能力に関する認識を表す「転入時役割能力認

CFI = .993，RMSEA = .028 で あ っ た（ 図 2）。H 群識」得点は，すべての群で「転入時移動能力認識」得

と M 群との間，H 群と L 群との間で「転入時移動能点との間で中程度の関連が認められた（H 群，M 群，L力」から「転入時移動能力認識」へのパス係数に有意群の順に rs = .55, p ＜ .001 ，rs = .59, p ＜ .001 ，rs = .56,

差があったことから，このパスに等値制約を置くモデp ＜ .001）（表 3）。

ルで多母集団同時分析を再度行った結果，適合度指標3.

は χ2（9）= 24.291，p = .004，GFI = .963，AGFI = .875，

移動能力の認識・判断過程に関するモデル化
認知機能レベルの違いによって移動能力の認識・判

CFI = .927，RMSEA = .075 となり適合度が大きく低下

断過程のモデルのパス係数にどのような違いがあるのした。パス係数の有意差が H 群とその他 2 群との間でかを構造方程式モデルによる多母集団同時分析により認められたことから H 群とその他 2 群とで異なるモデ比較検討した。相関分析の結果をもとに，患者によるルを仮定し，それぞれのモデルで極めて小さな値を示

転入時の移動能力認識は，「転入時移動能力」と「入したパスを削除しモデルの修正を行った。その結果，

院前移動能力」の両方の身体表象による影響を受ける

H 群の修正後のモデル（図 3）の適合度はχ2（1）= .366，と仮定し「転入時移動能力」と「入院前移動能力」のp = .545，GFI = .998，AGFI = .986，CFI = 1.000，

表3

認知機能レベル別の転入時の移動能力と移動能力認識・判断との関連

客観的評価（a）入院前移動能力（b）転入時移動能力
主観的評価（c）転入時移動能力認識（d）転入時役割能力認識

H群（n = 104）

M群（n = 94）

L群（n = 106）（a） （b） （c）（a） （b） （c）（a） （b） （c）―.28 **――.33 **――.50 *** ―.20 * .45 *** ―.30 ** .30 ** .55 ***

.22 *
.09

.19
.22*

―
.59 ***.32 ** .18
.15
.15

―
.56 ***

注）すべて Spearman の順位相関で算出した。
* p < .05, ** p < .01, *** p < .001

転入時
移動能力

.42 *** / .09 / .06.31 ** / .43*** / .48 ***

入院前
移動能力

R 2 = .20 / .07/ .07
転入時
移動能力認識e1.60 *** / .61*** / .55***.08 / .21† / .23 *R 2 = .36 / .37 / .31
転入時
役割能力認識e2χ2（6）= 7.387, p = .287, GFI = .988, AGFI = .940, CFI = .993, RMSEA = .028
注） 左が 「Ｈ群」（n = 104）
，中央が 「Ｍ群」（n = 94），右が 「Ｌ群」（n = 106）の値である。
等値制約なし。各パス係数は標準化係数であり，下線を引いたパス係数で群間差（5 %水準）が認められた。
p < .10, * p < .05, ** p < .01, *** p < .001

†

図２

40

認知機能レベル別の移動能力認識・判断過程に関するモデル

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

認知機能の低下した高齢入院患者における移動能力の認識・判断過程〜誤判断に伴う転倒の認知モデル〜.44 ***

転入時
移動能力

R 2 = .19
転入時
移動能力認識e1.60 ***
R 2 = .36
転入時
役割能力認識e2χ2（1）= .366, p = .545, GFI = .998, AGFI = .986, CFI = 1.000,
RMSEA = .000の値である。等値制約なし。各パス係数は標準化係数
注）「Ｈ群」（n = 104）である。
*** p < .001
図3

H 群の移動能力認識・判断過程に関する修正後のモデル

R 2 = .06 / .07
転入時
移動能力認識e1.61 *** / .55***.25 */ .26**

入院前
移動能力

R 2 = .37 / .31
転入時
役割能力認識e2χ2（2）= .769, p = .681, GFI = .997 ，AGFI = .985, CFI = 1.000,
RMSEA = .000
注） 左が 「M群」（n = 94），右が 「L群」（n = 106）の値である。等値制約なし。
各パス係数は標準化係数であり，いずれのパス係数も群間差（5 %水準）は認められなかった。
* p < .05, **p < .01, ***p < .001
図4

M 群・L 群の移動能力認識・判断過程に関する修正後のモデル

RMSEA = .000 で あ り，M 群，L 群 の 修 正 後 の 等 値 制
2

る可能性が考えられたことから，実際の移動能力と認識約を置かないモデル（図 4）の適合度はχ （2）= .769，とのかい離が退院後の転倒発生に影響するか否かを二項

p = . 6 8 1 ，G F I = . 9 9 7 ，A G F I = . 9 8 5 ， C F I = 1 . 0 0 0 ，ロジスティック回帰分析（強制選択法）により検討した。

RMSEA = .000 であり，いずれも良好な値を示した。な

ここまでの分析対象者 304 名のうち，退院後 3 か月以

お修正後の M 群，L 群のモデルはすべてのパス係数で内の転倒経験に関する調査票が回収され，使用変数での群間差はなかった。H 群では「転入時移動能力」が「転欠損値がない 219 名（男性 66 名，女性 153 名）を分析

入時移動能力認識」に影響していたのに対して，M 群，対象とした。平均年齢 82.4 ± 7.1 歳（範囲 65 〜 97），退

L 群では「入院前移動能力」が「転入時移動能力認識」

院時の MMSE 得点は平均 21.9 ± 6.8 点（範囲 0 〜 30），に影響していた。またすべての群で「転入時移動能力認

退院後 3 か月以内の転倒者は 67 名（30.6%）であった

識」が「転入時役割能力認識」に影響することが明らか（表 4）。

となった。
4. 実際の移動能力とかい離した移動能力認識が退院後構造方程式モデルでの結果をふまえ，患者による移動能力の認識・判断過程は H 群とその他 2 群とで異なるの転倒発生に及ぼす影響と仮定し，退院時の MMSE 得点を基準とし，25 点以上

機能低下以前（入院前）の身体表象に基づき自己の移を「高群」（n = 96），24 点以下を「低群」（n = 123）と動能力を認識している場合，患者の移動能力認識が実際の移動能力とかい離し，退院後の転倒発生リスクを高めする 2 群に分けて以下の分析を行った。
退院後 3 か月以内の転倒者は高群で 29 名（30.2%），
41

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

表4

退院後データ分析対象者（n= 219）の基本的属性
N（％）

Mean±SD

Range

82.4±7.1

65 ‒ 9721.9±6.8

0 ‒ 30

年齢
性別

男性
女性

66（30.1％）
153（69.9％）

認知機能評価
退院時MMSE得点
退院後 3 か月以内の転倒経験
転倒あり
転倒なし

表5

67（30.6％）
152（69.4％）

認知機能レベル別の退院後 3 か月以内の転倒発生に関する分析結果

認知機能

OR

95%CI

p値

HosmerLemeshow

高群 退院時移動能力差（退院時－入院前）（n = 96） 退院時移動能力

0.928
1.052

0.769－1.121
0.886－1.249

0.440
0.562

0.353

低群 退院時移動能力差（退院時－入院前）（n = 123）退院時移動能力

0.891
0.918

0.799－0.993
0.829－1.017

0.037
0.103

0.859

注）二項ロジスティック回帰分析（強制選択法）の結果である。

低 群 で 38 名（30.9%） で あ っ た。BMI（kg/m2） は 高

能力差」得点ともに「退院後 3 か月以内の転倒発生」へ

群が 21.08 ± 4.61，低群が 20.16 ± 3.62，四肢の筋肉量の影響は認められなかったのに対して，低群では「退院（ALM）を身長（m）の 2 乗で割った BIA 値の四肢骨時移動能力差」得点による「退院後 3 か月以内の転倒発

2

格筋量の平均値（kg/m ）は男性高群で 6.32 ± 1.10，男生」への影響が認められた（表 5）。

性低群で 6.26 ± 1.09，女性高群で 5.39 ± 1.22，女性低群で 4.83 ± 1.12 であった。また，退院時の実際の移動Ⅳ

考察能力を表す「退院時移動能力」得点の平均値は，高群が本研究は，急性期病棟での治療を終え，移動能力が急17.13 ± 3.81 点，低群が 14.63 ± 4.23 点であり，低群が激に低下した直後の入院中の高齢者が自己の移動能力の高群よりも低値であった（t（212.52）= 4.59, p ＜ .001）。

低下をどの程度適切に認識しているのか，また，実際よ

また，「退院時移動能力」得点から「入院前移動能力」

りも楽観的に自己の移動能力を認識している場合，その得点を引いて求めた「退院時移動能力差」得点の平均値

ことが転倒発生に影響するのかを明らかにすることを目は，高群が−1.55 ± 3.64 点，低群が−2.10 ± 4.13 点で的として，認知機能レベル別に移動能力の認識・判断過あり有意差は認められなかった（t（217）= 1.02, n.s.）。

程のモデル化を行い，移動能力の誤認識が退院後の転倒

退院後の転倒発生は，実際の移動能力と認識との間のかい離だけでなく，地域包括ケア病棟でのリハビリテー

発生に及ぼす影響を検討した。
1.

移動能力の認識・判断過程

ションを終えた退院時点の移動能力も影響する可能性が相関分析および構造方程式モデルによる多母集団同時あると考え，実際の移動能力と認識とのかい離の大きさ分析の結果より，認知機能が高く維持された患者の移動を表す「退院時移動能力差」得点と，退院時点の移動能

能力認識は，機能低下後の転入時の移動能力との間に関力を表す「退院時移動能力」得点を説明変数とし，「退連がみられたのに対して，認知機能の低下した患者は，

院後 3 か月以内の転倒発生（「あり」を 1）」を目的変数

転入時の移動能力とではなく，機能低下以前の入院前のとする二項ロジスティック回帰分析（強制選択法）によ

移動能力との間により強い関連がみられた。このことかり検討を行った。なお，「退院時移動能力差」得点と「退ら，認知機能の低下した患者では，移動能力の低下とい院時移動能力」得点の Spearman の順位相関係数は高群

う身体の変化を十分に認識せず，機能低下以前の身体表で rs = .63（p ＜ .001），L 群で rs = .40（p ＜ .001）であっ象を保持し続けている可能性が考えられた。

た。Hosmer-Lemeshow 検定の結果は両群とも良好で

さらに高齢者が自己の身体能力を見積もる際に，実際あり，高群では「退院時移動能力」得点，「退院時移動よりも過大評価して認識する傾向があることを多くの先

42

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

認知機能の低下した高齢入院患者における移動能力の認識・判断過程〜誤判断に伴う転倒の認知モデル〜

行研究で指摘 14）17）18）されているが，本研究においても，経験する直前の移動能力についての評価も行うことが必

認知機能の低下した患者の移動能力認識は，入院前の移要である。それらのギャップが大きく，短期間に大きな動能力とより強く関係していた。つまり，現在よりも歩身体能力の変化を経験した高齢者については，より一層けていた時期のイメージで自己の移動能力を認識し，過の転倒への注意が必要と考えられる。

大評価している可能性が考えられた。さらに，役割など

4.

限界の日常活動を行えるか否かという判断は，実際の移動能

本研究は，病棟内での日々の観察を通して得られた着力ではなく，患者の認識上の移動能力に基づいて行われ想をもとにした単施設の小規模サンプルでの観察研究のていることが示唆され，自己の移動能力を入院前の移動結果である。認知機能低下と関連した転倒リスク行動の能力により近いイメージで楽観的に認識している患者

中でも，とくに，短期間に急激な機能低下が起こる急性は，その誤った認識に基づき誤判断に至る可能性が示さ期入院治療直後の高齢者に着目し，誤判断に伴う転倒リれた。

スク行動の認知過程の解明を試みた研究であり，本研究2. 実際の移動能力とかい離した移動能力認識が退院後で得られたモデルは高齢者の転倒リスク行動全般を説明の転倒発生に及ぼす影響するものではない。また本研究は，急性期治療に伴う安自己の移動能力を，現在よりも歩けていた入院前の身静や行動制限などで歩行機会が乏しい状況下での結果で体表象に基づき過大評価して認識している患者が，入院ある。先行研究 18）19）での指摘にもあるように，自らの前の移動能力まで回復せずに退院に至った場合，実際の身体能力の低下や移動能力の低下を自覚するためには，移動能力と認識上の移動能力との間にかい離が生じ，退実際の歩行経験が重要な役割を果たしている可能性もあ

院後に転倒リスクを高める可能性が考えられたことかり，認知機能の低下した高齢者であっても，歩行機会がら，実際の移動能力と認識上の移動能力とのかい離が退十分にある環境でのケースや，時間をかけて緩やかに機院後の転倒発生に影響するか否かを二項ロジスティック

能低下が進行していくケースであれば，本研究の結果を回帰分析（強制選択法）により検討した。その結果，認適用できない可能性もある。さらに本研究の結果は，平知機能の低下した患者では，両者のかい離の大きさを表

均年齢 82 歳の，急性期治療直後の入院中の高齢者からす「退院時移動能力差」が転倒発生に影響し，実際の移得られたものであり，虚弱がそれほど進行していない高動能力とかい離した認識が退院後の転倒リスクを高め

齢者では，仮に自己の移動能力を実際よりも楽観的に，る可能性が示された。これは本研究の仮説とも矛盾のな

過大評価して認識していたとしても，例えば筋力や握い結果であり，また，見積もり精度の悪化によって，実力，平衡機能などの他の身体能力が補完することで，転際よりも過大評価して認識することが転倒リスクを高め倒に至らない可能性は十分考えられる。

るとする先行研究の知見15）- 18）

とも一致する結果であっ本研究では認知機能が低下した患者が自己の移動能力

た。

を認識する際に参照する身体表象として，直近の機能低

3.

下以前の状態である入院前の移動能力を想定し，患者の臨床への応用本研究の結果より，急性期治療直後の認知機能の低下

移動能力認識との関連を検討した。その結果，入院前のした高齢者では，自己の移動能力について，現在よりも移動能力と転入時の移動能力認識との間にある程度の関歩けていた入院前のイメージに基づき認識・判断してい連が認められたものの，パス係数は .25 程度の値に留まる可能性が示された。また，機能低下以前のイメージでり，移動能力に関する患者の心的表象の測定方法につい過大評価して認識し，その結果，実際の移動能力と認識ては必ずしも最適な方法ではなかった可能性はある。ま

上の移動能力との間にかい離がある患者では，転倒リスた先行研究では，自己の能力に対する過大評価，あるいクが高まる可能性が示された。患者が自己の身体能力をはリスクに対する過小評価がパーキンソン病などの神経適切に見積もることが困難となる背景として，運動経験

疾患による影響を受ける可能性も指摘されているが 24），の乏しさとの関連も指摘されている 18）19）。急性期治療

本研究では研究対象者数が少なく，疾患による影響は検後の患者は，安静臥床などにより実際に歩行を経験する

討できなかった。さらに，認知機能が高く維持されてい機会も乏しく，自己の移動能力の低下をより自覚しづらる患者は，自己の移動能力の低下を認識している可能性

い状況にあり，そのことが本研究の結果にも影響していが高いことが本研究の結果より示唆されたにもかかわらる可能性は十分にある。これらのことをふまえ，認知機

ず，認知機能が低下した患者と同程度に退院後 3 か月以能の低下した高齢者の転倒リスク評価では，その時点で内での転倒は発生しており，その点についても十分な議の実際の移動能力の評価だけでなく，急激な機能低下を論はできなかった。
43

日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

Ⅴ

結論

Brain Sci. 17（2）：187-202, 1994.

本研究では，認知機能の低下した高齢者による転倒の

7）Jeannerod M. Neural simulation of action：

メカニズムの一端を解明するべく，急性期治療を終えた

A unifying mechanism for motor cognition.

直後の入院中の高齢者の移動能力の認識・判断過程のモ

Neuroimage. 14（1）：S103-S109, 2001.

デル化を行い，患者による移動能力の不適切な認識が退8）Kunz BR, et al. Evidence for motor simulation in

院後の転倒発生に及ぼす影響について検討した。本研究

imagined locomotion. J Exp Psychol Hum Perceptの結果，急性期治療直後の認知機能の低下した高齢者でPerform. 35（5）：1458-1471, 2009.

は，機能低下以前の身体表象に基づいて自己の移動能力

9）Skoura X, et al. Mentally represented motor

を不適切に認識，判断し，転倒発生に至る可能性が示さ

actions in normal aging. I. Age effects on the

れた。

temporal features of overt and covert execution ofactions. Behav Brain Res. 165（2）：229-239, 2005.

Ⅵ

利益相反

本研究に関して開示すべき利益相反は存在しない。

10）Mulder T, et al. Motor imagery：The relation
between age and imagery capacity. Hum Mov Sci.
26（2）：203-211, 2007.

Ⅶ

研究資金

11）Skoura X, et al. Decline in motor prediction in

本研究は，長寿医療研究開発費（課題番号 26-34 ，課elderly subjects：Right versus left arm differences

題番号 29-1 ，課題番号 29-35）の交付を受けて行った。

in mentally simulated motor actions. Cortex. 44

課題番号 26-34 および 29-1 は，主に解析装置の整備，（9）：1271-1278, 2008.

および人件費，設備備品費で使用した。課題番号 29-35

12）Saimpont A, et al. Aging affects the mental

は，主にデータベース作成費で使用した。

simulation/planning of the“rising from the floor”
sequence. Arch Gerontol Geriatr. 51（3）：e41-e45,

Ⅷ

謝辞
本研究にご協力いただきました患者様，ご家族の皆様に厚く御礼申し上げます。

2010.
13）杉原敏道ほか．高齢者の自己身体能力認知について．日保健科会誌．7（4）：257-261, 2005.
14）Gabbard C, et al. Is there an advanced aging

引用文献

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44

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日本転倒予防学会誌 Vol.6 No.1 2019

認知機能の低下した高齢入院患者における移動能力の認識・判断過程〜誤判断に伴う転倒の認知モデル〜20）Folstein MF, et al. "Mini-mental state". A

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45

Japan Jornal of Fall Prevention Vol.6 No.1 2019

Original

Self-Perception and Judgment of Mobility among Elderly
Hospitalized Patients with Cognitive Decline：Cognitive
Model of Falls Caused by Impaired Judgment
Mio SHINOZAKI 1） Shigemi YAMAMOTO 1） Masayo KAKIYA 1） Chikako KAJITA 2）
Ryuji OHTA 3） Masanori TANIMOTO 3） Akiko YAMAOKA 1） Marie TAKEMURA 4）
Shosuke SATAKE 5） Izumi KONDO 3） Yutaka ARAHATA 1）
1）Department of Neurology, National Center for Geriatrics and Gerontology2）Nursing Department, National Center for Geriatrics and Gerontology3）Department of Rehabilitation Medicine, National Center for Geriatrics and Gerontology4）Department of Orthopedics, National Center for Geriatrics and Gerontology5）Department of Frailty Research, National Center for Geriatrics and Gerontology

Abstract
和文抄録【Objective】We aimed to clarify the mechanism of falls associated with cognitive decline by investigating the
cognitive processes through which patients perceived and judged their own mobility.
【Methods】We assessed 304 patients with an average age of 82（range, 65-97）years who were hospitalized in
a community-based integrated care ward after acute-phase treatment. Pre-hospitalized mobility was assessed
according to information from the family. Actual mobility（Functional Independence Measure［FIM］transfer
and gait），perceived mobility（physical functioning subscale on SF-8），and cognitive function（Mini-Mental
State Examination［MMSE］）scores for each patient were evaluated upon admission and discharge. The
presence or absence of falls was assessed three months after discharge. The participants were divided into three（high, medium, and low）or two（high and low）groups according to MMSE scores. We analyzed the cognitive
processes involved in the patients’perception and judgment of their mobility using structural equation modeling,
and investigated whether a discrepancy between actual and perceived mobility affected the occurrence of falls
after discharge using binomial logistic regression analysis.
【Results】Structural equation modeling indicated that self-evaluated mobility was affected by actual mobility
at the time of admission in the group with high MMSE scores, and was affected by pre-hospitalized mobility inthe groups with medium and low MMSE scores. Binomial logistic regression results showed that a discrepancy
between actual（at discharge）mobility and perceived（pre-hospitalized）mobility affected the occurrence of falls
at three months after discharge in the group with low MMSE scores.
【Conclusion】After acute-phase treatment, elderly patients with cognitive decline overestimated their mobility
based on the mental representation of their pre-hospitalized mobility, and the inaccurate perception can lead torisky judgment and an increased risk of falls.

Keywords

cognitive processes，self-perception，overestimation，cognitive decline，falls

Corresponding author：Mio SHINOZAKI, National Center for Geriatrics and Gerontology
7-430 Morioka-cho, Obu, Aichi 474-8511, Japan
TEL：＋81 56246 2311

FAX：＋81 56248 2373

Received：March 22, 201846

e-mail：mio-s@umin.ac.jp

Accepted：February 23, 2019

報告

岩手転倒予防フォーラム 2019 in 盛岡

市民公開講座
岩手転倒予防研究会世話人代表

菅栄一

5 月 26 日（日）岩手県民情報交流センター（アイーナ）で 9 時 45 分〜
12 時，市民公開講座として開催した。参加者は 180 名で，内 30 名が転倒予防指導士であった。
第 9 回となる今年は，講演１として高橋一男氏（学会評議員・岩手県スポー
ツ担当上席スポーツ医・科学専門員）に「転倒予防の運動・実践セミナー」と題して，健脚度紹介と転倒予防の効果的な二重課題を意識した運動について，参加者を交えた実技指導と講演をいただいた。
太極拳の基本動作を取り入れた体操には「二戸市生き生き運動サポーター」，岩手在住転倒予防指導士に指導を協力していただいた 。
講演 2 として三ケ田礼一氏（1992 年アルベールビル冬季オリンピックのノルデック複合団体で優勝，岩手県で唯一の金メダリスト）に「スキーヤー人生の転倒予防―障害と挫折からの復帰―」と題して講演をいただいた。岩手県競技スポーツ担当・主任主査として，岩手県のスポーツ振興と小林陵侑選手などの有能選手の発掘，選手強化にあたっている。3 歳から始めたスキーでの，怪我と精神的な挫折を乗り越えて頂点に立つまで自身に課した厳しいトレーニン
グを達成することで，競技力の向上と自信に繋がったという貴重なご経験を伺えた。講演後に参加者に金メダルに触れて写真を撮る機会をいただいた。
特別講演として日本転倒予防学会の武藤芳照理事長に「歴史と川柳から学ぶ転倒予防のコツ」と題して，歴史上の人物と有名人の転倒事例を解析して，転倒予防川柳を交えて，いつもながらのウイットに富んだご講演をいただいた。

高橋一男氏

報告

三ケ田礼一氏武藤芳照氏

日本転倒予防学会 学術賞 発表

2018 年 10 月 7 日（日），日本転倒予防学会第 5 回学術集会（浜松）の総会において，学術賞（優秀論文賞１編）の発表・授賞式が執り行われました。
本賞は，『日本転倒予防学会誌』に掲載された原著論文の中から，年度ごとに選ばれます。最も優れた論文 1 編に「優秀論文賞」が，また，論文受付時，35 歳未満の筆頭著者によるもので，最も優れた論文 1 編に「若手研究奨励賞」が，授与されます。
今回は，2017 年度の「優秀論文賞」となります。
「若手研究奨励賞」は該当なしでした。
小林吉之氏〈2017 年度〉
◦ 優秀論文賞
小林 吉之（国立研究開発法人産業技術総合研究所人間情報研究部門）						※現所属：国立研究開発法人産業技術総合研究所人間拡張研究センター運動機能拡張研究チーム		
主任研究員「高齢転倒経験者における歩行中のつま先高さの軌跡の特徴」
共著者：高栁 直人，須藤 元喜，仁木 佳文，持丸 正明※日本転倒予防学会学術賞細則に則り，顕彰されました。
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