厚生労働行政推進調査事業費補助金（循環器疾患・糖尿病等生活習慣病対策総合研究事業）
分担研究報告書

健康寿命の算定・評価、関連要因に関する検討－指標間と算定方法間の比較－研究分担者 川戸美由紀 藤田医科大学医学部衛生学講座・講師
研究要旨
健康寿命の算定・評価方法の検討、2022 年の指標値の算定と推移評価および関連要因の検討を行うことを目的とした。本年度は３年計画の初年度として、健康寿命の指標間と算定方法間で指標値の比較を行った。「自分が健康であると自覚している期間の平均」と「日常生活動作が自立している期間の平均」は「日常生活に制限のない期間の平均」と比べて、2010 年の指標値と 2010～2019 年の推移傾向に違いがみられ、概念的のみならず、実際的に大きく異なると確認された。
2010～2019 年の「日常生活に制限のない期間の平均」では、測定対象の変更（居宅者から入院・入所者への拡大）に伴ってかなり指標値が低下し、最終年齢階級の変更（85 歳以上から 95 歳以上への変更）に伴って若干低下したが、いずれも年次差はほとんど変化せず、健康日本 21（第二次）の健康寿命の目標達成の評価結果にはこれらの変更がほとんど影響しないと確認された。健康日本21（第二次）の健康寿命の指標と算定方法については、変更なく、次期プランへ引き継がれることが適切と考えられた。
研究協力者

について、前研究班の研究を継続・発展させ、橋本 修二 藤田医科大学

次期プランの策定・実施・評価に向けて、算定

村上 義孝 東邦大学医学部社会医学講座医療・評価方法の検討、2022 年の指標値の算定と統計学分野
尾島 俊之 浜松医科大学健康社会医学講座

推移評価および疾患の有病状況などの関連要因の検討を行うことを目的とした。
令和４年度は３年計画の初年度として、健康Ａ．研究目的

寿命について、健康日本 21（第二次）の最終健康日本 21（第二次）において、健康寿命評価と次期プランの立案で利用する指標と算定の延伸が主要な目標に、また、「日常生活に制方法を考慮して、標準とそれ以外の指標間と算限のない期間の平均」が健康寿命の主要な指標定方法間で指標値の比較を行った。すなわち、に位置づけられた。令和元〜３年度厚生労働行「日常生活に制限のない期間の平均」を標準の政推進調査事業「健康日本 21（第二次）の総指標とし、「自分が健康であると自覚している合的評価と次期健康づくり運動に向けた研究班」 期間の平均」と「日常生活動作が自立している（前研究班）において、健康寿命について、算期間の平均」における 2010～2019 年の指標値

定・評価方法の検討、2019 年の指標値の算定と推移について、標準の指標と比較した。健康と 2010～2019 年の推移評価および目標達成の日本 21（第二次）での健康寿命の算定方法を評価が行われた。

標準の算定方法とし、個々人の健康状態の測定

本研究班の分担研究課題「健康寿命の算定・対象を居宅者から入院・入所者へ拡大した算定評価、関連要因に関する検討」では、健康寿命方法、および、集団の指標値の計算での最終年- 59 -

齢階級を 85 歳以上から 95 歳以上へ変更した算比較した。

定方法における、2010～2019 年の「日常生活「日常生活に制限のない期間の平均」においに制限のない期間の平均」の指標値と推移につて、個々人の健康状態の測定対象として、標準いて、標準の算定方法と比較した。の算定方法での居宅者から入院・入所者へ拡大した算定方法、および、集団の指標値の計算でＢ．研究方法の最終年齢階級として、標準の算定方法での１．基礎資料

85 歳以上から 95 歳以上へ変更した算定方法に基礎資料として、2010・2013・2016・2019
年の簡易生命表、国民生活基礎調査、介護保険事業状況報告と介護サービス施設・事業所調査、おける、2010～2019 年の指標値と推移を標準の算定方法のそれと比較した。
測定対象を変更した算定方法としては、不健

2008・2011・2014・2017・2020 年の患者調査、 康割合を居宅者、医療機関の入院者と介護保険
2010 年の国勢調査と 2013・2016・2019 年の推施設の在所者から計算した。不健康割合の分母計人口とし、公表データと前研究班の集計結果は総人口とした。医療機関の入院者と介護保険を利用した。

施設の在所者はすべて不健康者と仮定し、不健康割合の分子は居宅者の不健康者数と医療機関

２．健康寿命の算定方法の入院者数と介護保険施設の在所者数の和とし「日常生活に制限のない期間の平均」、「自た。居宅者の不健康者数は、居宅者数（総人口分が健康であると自覚している期間の平均」とから医療機関の入院者と介護保険施設の在所者「日常生活動作が自立している期間の平均」にを除いたもの）に国民生活基礎調査の不健康割ついて、標準の算定方法を用いて、2010～2019合を乗じて求めた。2010・2013・2016・2019

年の指標値を算定した。標準の算定方法として

年の医療機関の入院者数は、性・年齢階級ごとは、まず、年齢階級ごとに、簡易生命表の定常に、2008・2011・2014・2017・2020 年の患者人口に（1－不健康割合）を乗じることにより、 調査の入院患者数から線型内挿法で求めた。介
健康な定常人口を求める。次いで、その年齢階護保険施設（介護療養型医療施設を除く）の在級合計を生命表の生存数（10 万人）で除すこ

所者数は介護サービス施設・事業所調査から得とによって健康寿命を得るとともに、平均寿命た。ここで、介護療養型医療施設の在所者数をから健康寿命を引いて不健康寿命を得る。ここ除いたのは、患者調査の入院者数に含まれるたで、不健康割合としては、「日常生活に制限のめである。同調査の公表データでは、40～64ない期間の平均」では国民生活基礎調査の日常歳の在所者数が５歳年齢階級別に細分されてい生活影響ありの割合、「自分が健康であると自なかったため、すべて 60～64 歳と仮定した。

覚している期間の平均」では同調査の自覚的健

なお、在所者全体での 40～64 歳の割合がきわ康のあまり良くないと良くないの割合、「日常めて小さいため、この仮定による健康寿命の指生活動作が自立している期間の平均」では要介標値への影響はほとんどないと考えられる。一護度の要介護２～５の割合である。年齢階級は方、最終年齢階級を変更した算定方法としては、

0～4 歳、5～9 歳、・・・、85 歳以上である。

集団の指標値の計算における最終年齢階級の85 歳以上を、85～89 歳、90～94 歳、95 歳以上

３．検討方法「自分が健康であると自覚している期間の平に細分した。各年齢階級の不健康割合は国民生
活基礎調査データから求めた。

均」と「日常生活動作が自立している期間の平均」における 2010～2019 年の指標値と推移を、 （倫理面への配慮）「日常生活に制限のない期間の平均」のそれと本研究では、個人情報を含まない既存の統計- 60 -

資料のみを用いるため、個人情報保護に関係する問題は生じない。

図３に、2010～2019 年の不健康寿命における年次差を示す。「日常生活に制限のある期間の平均」では、2010 年との年次差は 2010～Ｃ．研究結果

2019 年で直線的に低下し、2019 年で男性-0.49

表１に、2010～2019 年の「日常生活に制限年と女性-0.71 年であった。「自分が健康であのない期間の平均」（標準の算定方法、測定対ると自覚していない期間の平均」では、2010

象と最終年齢階級を変更した算定方法）、「自年との年次差は 2010～2019 年で低下したが、分が健康であると自覚している期間の平均」と「日常生活に制限のある期間の平均」よりも低「日常生活動作が自立している期間の平均」を下程度が大きく、2019 年で男性-1.46 年と女性示す。「日常生活に制限のない期間の平均」-2.10 年であった。「日常生活動作が自立して（標準の算定方法）において、2010～2019 年

いない期間の平均」では、「日常生活に制限のでは健康寿命が男性 70.42～72.68 年と女性ある期間の平均」の低下傾向と異なり、201073.62～75.38 年と延伸し、不健康寿命が男性年との年次差は 2010～2019 年で上昇し、20199.22～8.73 年と女性 12.77～12.06 年と短縮し年で男性 0.03 年と女性 0.04 年であった。

た。他の 2 指標、変更した算定方法の指標値に

図４に、変更した算定方法による 2010 年のついて、以下に図を用いて、標準の指標、標準「日常生活に制限のない期間の平均」について、の算定方法との比較結果を示す。

標準の算定方法との差を示す。2010 年の「日図１に、2010 年の「自分が健康であると自常生活に制限のない期間の平均」について、標覚している期間の平均」と「日常生活動作が自準の算定方法との差は、測定対象を変更した算立している期間の平均」について、「日常生活定方法では男性-0.76 年と女性-1.10 年であり、に制限のない期間の平均」との差を示す。2010

最終年齢階級を変更した算定方法では男性-年において、「日常生活に制限のない期間の平0.05 年と女性-0.14 年であった。

均」との差は「自分が健康であると自覚してい図５に、2010～2019 年の「日常生活に制限る期間の平均」で男性-0.52 年と女性-0.30 年のない期間の平均」における年次差について、であり、「日常生活動作が自立している期間の標準の算定方法、測定対象と最終年齢階級を変平均」で男性 7.75 年と女性 9.54 年であった。

更した算定方法によるものを示す。2010～2019

図２に、2010～2019 年の健康寿命における年の「日常生活に制限のない期間の平均」にお年次差を示す。「日常生活に制限のない期間のいて、2010 年との年次差は測定対象と最終年平均」では、2010 年との年次差は 2010～2019

齢階級を変更した算定方法ともに、標準の算定年で直線的に上昇し、2019 年で男性 2.26 年と方法とほぼ一致し、標準の算定方法との差が女性 1.76 年であった。「自分が健康であると0.1 年未満であった。

自覚している期間の平均」では、2010 年との図６に、2010～2019 年の「日常生活に制限年次差は 2010～2019 年で上昇したが、「日常のある期間の平均」における年次差について、生活に制限のない期間の平均」よりも上昇程度

標準の算定方法、測定対象と最終年齢階級を変が大きく、2019 年で男性 3.25 年と女性 3.15更した算定方法によるものを示す。2010～2019年であった。「日常生活動作が自立している期年の「日常生活に制限のある期間の平均」にお間の平均」では、2010 年との年次差は 2010～いて、2010 年との年次差は測定対象と最終年

2019 年で上昇したが、「日常生活に制限のな齢階級を変更した算定方法ともに、標準の算定い期間の平均」よりも上昇程度が小さく、2019方法とほぼ一致し、標準の算定方法との差が年で男性 1.74 年と女性 1.02 年であった。

0.1 年未満であった。

- 61 -

表 1. 2010～2019 年の「日常生活に制限のない期間の平均」(標準の算定方法、測定対象と最終年齢階級を変更した算定方法)、「自分が健康であると自覚している期間の平均」と「日常生活動作が自立している期間の平均」
性別

指標と算定方法

健康寿命（年）

不健康寿命（年）2010年 2013年 2016年 2019年 2010年 2013年 2016年 2019年

男性 「日常生活に制限のない期間の平均」
標準の算定方法

70.42

71.19

72.14

72.68

9.22

9.01

8.84

8.73

測定対象を変更した算定方法

69.66

70.47

71.41

71.97

9.98

9.74

9.56

9.44

最終年齢階級を変更した算定方法

70.37

71.15

72.08

72.63

9.27

9.06

8.89

8.78

「自分が健康であると自覚している期間の平均」

69.90

71.19

72.31

73.15

9.73

9.02

8.66

8.27

「日常生活動作が自立している期間の平均」

78.17

78.72

79.47

79.91

1.47

1.49

1.51

1.50

標準の算定方法

73.62

74.21

74.79

75.38

12.77

12.40

12.34

12.06

測定対象を変更した算定方法

72.52

73.16

73.76

74.35

13.87

13.45

13.38

13.10

最終年齢階級を変更した算定方法

73.48

74.10

74.67

75.26

12.91

12.51

12.47

12.18

「自分が健康であると自覚している期間の平均」

73.32

74.72

75.58

76.47

13.07

11.89

11.56

10.97

「日常生活動作が自立している期間の平均」

83.16

83.37

83.84

84.18

3.23

3.24

3.29

3.27

女性 「日常生活に制限のない期間の平均」- 62 -

図 1. 2010 年の「自分が健康であると自覚している期間の平均」と「日常生活動作が自立している期間の平均」：「日常生活に制限のない期間の平均」との差

図 2. 2010～2019 年の健康寿命における年次差：「日常生活に制限のない期間の平均」、「自分が健康であると自覚している期間の平均」と「日常生活動作が自立している期間の平均」- 63 -

図 3. 2010～2019 年の不健康寿命における年次差：「日常生活に制限のある期間の平均」、「自分が健康であると自覚していない期間の平均」と「日常生活動作が自立していない期間の平均」

図 4. 2010 年の測定対象と最終年齢階級を変更した算定方法による「日常生活に制限のない期間の平均」：標準の算定方法との差- 64 -

図 5 2010～2019 年の「日常生活に制限のない期間の平均」における年次差：標準の算定方法、測定対象と最終年齢階級を変更した算定方法

図 6. 2010～2019 年の「日常生活に制限のある期間の平均」における年次差：標準の算定方法、測定対象と最終年齢階級を変更した算定方法- 65 -

Ｄ．考 察

expectancy free of disability」の３つが用

まず、健康寿命の指標に係わる事項を議論いられているが、これらの指標の健康状態のしよう。「日常生活に制限のない期間の平概念は指標の名称の通り、前述の３指標のそ均」、「自分が健康であると自覚している期れぞれに対応し、比較的類似している。健康間の平均」と「日常生活動作が自立している増進計画における３つの健康状態の概念の重期間の平均」の３指標は規定する健康状態の要性を反映したものと考えられる。以上より、概念が異なる。健康状態の概念としては、指次期プランの立案と実施では、健康日本 21標の名称の通り「日常生活に制限のない期間（第二次）と同様に、「日常生活に制限のなの平均」では日常生活全般（日常生活動作、い期間の平均」を健康寿命の主要な指標に、外出、仕事・家事・学業、運動など）の制限

また、「自分が健康であると自覚している期がないこと、「自分が健康であると自覚して間の平均」と「日常生活動作が自立しているいる期間の平均」では自分が健康であると自期間の平均」を補足する指標として利用する覚していること、「日常生活動作が自立してのが適切と考えられる。

いる期間の平均」では日常生活動作が自立し多くの都道府県・市町村において、次期プていることである。本検討では、３指標間で、 ランに伴う健康増進計画では、健康寿命の延2010 年の指標値と 2010～2019 年の推移傾向が伸が目標とされる可能性が高いと思われる。

大きく異なることを示した。これより、３指本年度の検討では、全国のみを対象としたが、標は概念的に異なるとともに、実際的にも大次年度以降の検討では、健康寿命の指標間で、きく異なることが確認された。

指標値の地域分布の違いを確認することが重次期プランにおいて、健康寿命の延伸が基要であろう。

本目標の１つと想定される。その立案と実施

次に、健康寿命の算定方法に係わる事項をにあたって、利用する健康寿命の指標を定め議論しよう。健康状態の個々人の測定法に係る必要がある。一般に、健康増進対策の目標わる検討課題として、測定対象が挙げられる。

として、日常生活の制限なしが最も重要なも国民生活基礎調査の対象は全国の世帯の世帯のと考えられる。また、日常生活の制限なし員であり、また、「日常生活に制限のない期が客観的な健康状態の概念に対して、自分が間の平均」の標準の算定方法では居宅者（医健康であると自覚していることは主観的なも療機関の入院者と介護保険施設の在所者を除のであり、客観的なものを補足すると考えらく）のデータが利用されている。測定対象とれる。また、日常生活動作の自立は、これらしては、居宅者だけから、それに医療機関の２つの健康状態の基礎と考えられる。このよ入院者と介護保険施設の在所者を加えることうな視点については、健康日本 21（第二次）が考えられる。本検討では、「日常生活に制において、「日常生活に制限のない期間の平限のない期間の平均」において、測定対象を均」が健康寿命の主要な指標に、また、「自医療機関の入院者と介護保険施設の在所者に分が健康であると自覚している期間の平均」拡大すると、健康寿命は短縮し、不健康寿命と「日常生活動作が自立している期間の平均」 は延伸した。この現象は入院者と在所者が日が補足する指標に位置づけられたことと対応常生活に制限があるとみなされ、また、それするものと考えられる。また、米国の健康増を 仮 定 し て 算 定 し た た め で あ っ た 。 2010 ～進計画の Healthy People 2030 では、健康寿2019 年における健康寿命と不健康寿命の各年命 の 指 標 と し て 「 life expectancy free of

次の指標値に対して、測定対象の変更によるactivity limitation 」 、 「 life expectancy

影響は男性で 0.8 年程度と女性で 1.1 年程度

in good or better health 」 、 「 lifeであり、かなり大きいことが確認された。一- 66 -方、2010～2019 年における健康寿命と不健康

人口の超高齢化の状況を考慮すると最終年齢寿命の指標値の年次差に対して、測定対象の階級を 95 歳以上とすることが望ましいと考え変更による影響は男女とも 0.1 年未満ときわられる。一方、このような算定方法の改善は、めて小さかった。これは、不健康状態の概念算定に必要な情報内容を増やすことになり、規定が日常生活の制限ありのために、居宅者新たな実際面の課題を生じさせることになる。の不健康者数が比較的多く、一方、医療機関

たとえば、2019 年の「日常生活に制限のないの入院者数と介護保険施設の在所者数の年次期間の平均」の算定において、本検討では変化がそれほど大きくなかったためであった。 2019 年の国民生活基礎調査の情報以外に、集団の指標値への計算法に係わる検討課題

2017 年と 2020 年の患者調査の情報から 2019として、最終年齢階級が挙げられる。「日常年の医療機関の入院者数を見積もったが、利生活に制限のない期間の平均」の標準の算定用した統計の年次から、指標値を算定できる方法では、最終年齢階級は 85 歳以上である。

時期が１年程度遅くなる可能性がある。また、人口の超高齢化の状況からみて、85 歳以上を2019 年の介護サービス施設・事業所調査の情85～89 歳、90～94 歳、95 歳以上に細分し、最報から介護保険施設の在所者数を得たが、こ終年齢階級を 95 歳以上に変更することが考えの統計には都道府県別の情報が含まれないたられる。本検討では、「日常生活に制限のなめ、都道府県の指標値が算定できない。同様

い期間の平均」において、最終年齢階級の 95に、2019 年の推計人口の情報から、85 歳以上歳以上への変更の影響は、2010～2019 年におを 85～89 歳、90～94 歳と 95 歳以上に細分しける健康寿命と不健康寿命の各年次の指標値た総人口を得たが、この統計には都道府県のに対して 0.1 年前後と小さかった。これは、85 歳以上の細分した総人口が含まれないため、2010～2019 年における生命表の定常人口と実都道府県の指標値が算定できない。都道府県

際の人口の間で、85～89 歳、90～94 歳と 95の健康寿命は、多くの都道府県で、健康日本歳以上の構成割合がそれほど大きく異ならな21（第二次）に伴う健康増進計画の目標達成かったためであった。このように各年次の指の評価の基礎となっている。

標値への影響が小さかったことから、2010～

次期プランにおいて、前述の通り、健康日2019 年における健康寿命と不健康寿命の指標

本 21（第二次）と同様に、健康寿命の延伸を値の年次差に対して、最終年齢階級の変更に基本目標の１つとし、「日常生活に制限のなよる影響は 0.1 年未満ときわめて小さかった。 い期間の平均」を主要な指標と位置づけるこ
健康日本 21（第二次）の健康寿命の目標達成とが適切と考えられる。それに伴い、目標のの評価は、2010～2019 年における「日常生活達成評価は同指標の年次差に基づくことになに制限のない期間の平均」の健康寿命と不健ろう。指標の算定方法については、前述の実康寿命の年次差に基づいている。その年次差

際面の課題からみて、健康日本 21（第二次）に対して、測定対象と最終年齢階級の変更にでの算定方法をそのまま利用することが適切よる影響は 0.1 年未満ときわめて小さかったと考えられる。

ことから、目標達成の評価結果に対して、い将来的な利用の拡大に向けて、引き続き、ずれの変更ともにほとんど影響しないことが健康寿命の算定・評価に係わる検討を継続・確認された。

強化していくことが重要であろう。「日常生理論面からみると、「日常生活に制限のな活に制限のない期間の平均」の算定方法は、い期間の平均」の算定方法では、測定対象を算定に必要な情報内容の増加に伴う実際面の全集団に近づけるために医療機関の入院者と課題が解消され、よりよい方向に改善される介護保険施設の在所者を加えること、および、 ことが期待される。また、「日常生活に制限- 67 -のない期間の平均」以外に、「自分が健康であると自覚している期間の平均」、「日常生

Ｆ．健康危険情報なし

活動作が自立している期間の平均」をはじめ、様々な健康寿命の指標について、各指標の利

Ｇ．研究発表用性と適切性の検討が進められ、健康寿命の１．論文発表

利用場面に応じて、よりよい指標の適用が図1) 橋本修二, 川戸美由紀. 健康寿命の指標られることが望まれる。とその特徴：定義, 算定方法と最近の動向．保健医療科学 2022;71(5):408-15.

Ｅ．結 論「自分が健康であると自覚している期間の２．学会発表
なし

平均」と「日常生活動作が自立している期間の平均」は「日常生活に制限のない期間の平Ｈ．知的財産権の出願・登録状況均」と比べて、2010 年の指標値と 2010～2019

１．特許取得年の推移傾向に違いがみられ、概念的のみななし

らず、実際的に大きく異なると確認された。

２．実用新案登録

2010～2019 年の「日常生活に制限のない期間なしの平均」では、測定対象の変更（居宅者から３．その他入院・入所者への拡大）に伴ってかなり指標なし

値が低下し、最終年齢階級の変更（85 歳以上から 95 歳以上への変更）に伴って若干低下したが、いずれも年次差はほとんど変化せず、
健康日本 21（第二次）の健康寿命の目標達成の評価結果にはこれらの変更がほとんど影響しないと確認された。健康日本 21（第二次）の健康寿命の指標と算定方法については、変更なく、次期プランへ引き継がれることが適切と考えられた。

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