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・評価と延伸可能性の予測に関する研究－算定・評価方法の検討－
研究分担者 橋本 修二 藤田医科大学医学部衛生学講座・教授
研究要旨
健康寿命の算定方法と推移の評価方法を検討し、2010～2019 年の推移に適用するとともに、延伸可能性の予測方法を検討し、中長期的な予測を試みることを目的とした。本年度は 3 年計画の初年度として、健康寿命の算定方法と推移の評価方法を検討した。「日常生活に制限のない期間の平均」の算定方法において、健康の概念規定を「日常生活動作の自立」へ変更すると、健康寿命とその推移が大きく変化した。健康水準の測定対象を入院・入所者に拡大すると、健康寿命がやや変化
したが、その推移には大きな変化がなかった。最終年齢階級を 95 歳以上に変更しても、健康寿命とその推移には大きな変化がなかった。「日常生活動作が自立している期間の平均」の「平均寿命の増加分を上回る健康寿命の増加」の目標達成状況の評価に対して、現行方法が適用可能と確認された。2010～2016 年の推移に適用すると、健康寿命の延伸が有意、不健康寿命の短縮が有意でな
く、目標達成といえないと判定された。
研究協力者

Ｂ．研究方法川戸美由紀 藤田医科大学医学部衛生学講座

1. 基礎資料

尾島 俊之 浜松医科大学健康社会医学講座

基礎資料として、国民生活基礎調査、患者調
査、介護サービス施設・事業所調査を統計法第Ａ．研究目的分担研究課題「健康寿命の算定・評価と延伸可能性の予測に関する研究」の研究目的として33条による調査票情報の提供（厚生労働省発政統1119第2号、令和元年11月19日）を受けて利用した。

は、健康寿命の算定方法と推移の評価方法を検討し、2010～2019年の推移を算定・評価すると

2．健康寿命の算定方法：健康の概念規定

ともに、将来の予測方法を検討し、疾病リスク

健康寿命の算定方法としては、健康の概念規の低減に伴う延伸可能性をシミュレーションし、定、個人の健康水準の測定方法、集団の健康水

中長期的な予測を試みることとした。

準の計算方法に大別される。「日常生活に制限

令和元年度は3年計画の初年度として、健康のない期間の平均」の現行の算定方法（Chiang

寿命の算定方法とその推移の評価方法を検討しの生命表法とSullivan法）を標準として、3つた。「健康日本21（第二次）」での利用を想定のそれぞれを検討した。

して、「日常生活に制限のない期間の平均」の

健康の概念規定の検討として、「日常生活の現行方法を点検・確認するとともに、次期健康制限なし」（「日常生活に制限のない期間の平づくり運動での利用に向けて、現行方法の変更

均」の健康の概念）の標準に対して、「日常生可能性を検討した。

活動作の制限なし」と「日常生活動作の自立」の2つを取り上げた。「日常生活動作の制限な- 61 -

し」は国民生活基礎調査での日常生活動作に関といえない」であった。

する質問の回答により、「日常生活動作の自立」「日常生活動作が自立している期間の平均」

は介護保険の要介護2～5以外により規定し、健について、現行の推移の評価方法、および、目

康寿命と不健康寿命を算定した。

標達成の現行の判定方法の適用可能性を確認するとともに、2010～2016年の推移と目標達成状

3. 健康寿命の算定方法の検討：健康水準の測況を評価した。

定方法と計算方法
個人の健康水準の測定方法の検討として、健（倫理面への配慮）

康水準の測定対象を標準の在宅者から、医療施本研究では、個人情報を含まない既存の統計

設の入院者と介護保険施設の入所者に拡大した。

資料のみを用いるため、個人情報保護に関係す

入院者の情報は患者調査から、介護保険施設のる問題は生じない。

入所者の情報は介護サービス施設・事業所調査から得た。
集団の健康水準の計算方法の検討として、標Ｃ．研究結果1．健康寿命の算定方法：健康の概念規定

準の計算方法に対して、最終年齢階級を標準の

図1-1～図1-3と表1に、「日常生活に制限の85歳以上から、85～89、90～94、95歳以上に細ない期間の平均」の健康の概念規定の検討結果分した。

を示す。2010年の健康寿命と不健康寿命をみる

小規模な対象集団の場合、健康寿命の精度向と、「日常生活動作の制限なし」は標準の「日上のため、複数年次の死亡情報の利用が勧めら

常生活の制限なし」と比べて、健康寿命がかなれる。たとえば、2016年の健康寿命の算定では、

り長く、不健康寿命がかなり短かった（不健康

健康情報の利用年次2016年に対して、死亡情報

寿命の標準との差は男性-5.55年、女性-6.82の利用年次を2015～2017年あるいは2014～2016年）。「日常生活動作の自立」は健康寿命がさ年などとする。現行の計算方法では、死亡情報

らに長く、不健康寿命がさらに短かった（不健の調整のため、全国の死亡情報を利用する。こ

康寿命の標準との差は男性-7.75年、女性-9.54

こでは、死亡情報の利用年次の違いによる健康年）。

寿命と不健康寿命の変化について、「日常生活2010～2016年の健康寿命と不健康寿命の推移

動作が自立している期間の平均」の2016年の全をみると、「日常生活動作の制限なし」は標準

国と都道府県を検討対象として試算した。

の「日常生活の制限なし」と比べて、健康寿命の延伸と不健康寿命の短縮がやや異なった（不4. 健康寿命の推移の評価方法

健康寿命の短縮の標準との差は男性0.25年、女「日常生活に制限のない期間の平均」の健康性-0.08年）。「日常生活動作の自立」は健康

寿命［不健康寿命］について、現行の推移の評

寿命の延伸が小さく、不健康寿命が短縮でなく、価方法としては、重み付き線型回帰に基づく健ほぼ一定または若干の延伸傾向であった（不健康寿命［不健康寿命］の推移の傾きが0に対す

康寿命の短縮の標準との差は男性0.42年、女性

る上側［下側］の片側検定（有意水準5％）で0.49年）。

あった。「平均寿命の増加分を上回る健康寿命の増加」（「健康日本21（第二次）の目標）の

2. 健康寿命の算定方法の検討：健康水準の測目標達成について、現行の判定方法としては、

定方法と計算方法

不健康寿命の推移の検定結果が有意のとき「目図2-1～図2-3と表1に、「日常生活に制限の標達成といえる」、有意でないとき「目標達成ない期間の平均」の健康水準の測定・計算方法- 62 -

の検討結果を示す。2010年の健康寿命と不健康

国ともに2016年の場合（標準のケース）との差

寿命をみると、測定方法の変更（測定対象を入をみると、死亡情報の利用年次が対象集団と全院・入所者に拡大）は標準の測定方法（測定対国で一致しない場合（それぞれ2014～2016年と象が在宅者のみ）と比べて、健康寿命が短く、

2016年）、男女とも健康寿命の差は全国と都道

不健康寿命が長かった（不健康寿命の標準との府県で全体的にマイナスの傾向であった。一方、差は男性0.76年、女性1.10年）。計算方法の変

死亡情報の利用年次が対象集団と全国で一致す

更（最終年齢階級を85～89、90～94、95歳以上る場合（2014～2016年）、男女とも健康寿命のに細分）は標準の計算方法（最終年齢階級が85差は全国で0.0（差は数式的に0）、都道府県で歳以上）に比べて、健康寿命と不健康寿命とも

全体的に0.0を中心とする傾向であった。

に大きな差がなかった（不健康寿命の標準との差は男性0.05年、女性0.14年）。

3. 健康寿命の推移の評価方法

2010～2016年の健康寿命と不健康寿命の推移

健康寿命の推移の評価方法について、「日常をみると、測定方法の変更は標準の測定方法と生活に制限のない期間の平均」の現行方法が比べて、健康寿命と不健康寿命の推移ともに大「日常生活動作が自立している期間の平均」に

きな差がなかった（不健康寿命の推移の標準と適用可能であることが確認された。

の差は男性-0.04年、女性-0.06年）。計算方法

図4と表3に、「日常生活動作が自立しているの変更は標準の計算方法と比べて、健康寿命と期間の平均」の推移の評価結果を示す。2010～

不健康寿命の推移ともに大きな差がなかった

2016年の健康寿命の延伸は有意であり、一方、（不健康寿命の推移の標準との差は男性0.00年、不健康寿命の短縮は有意でなかった。「平均寿女性-0.01年）。

命の増加分を上回る健康寿命の増加」は目標達

図3-1～図3-2と表2に、「日常生活動作が自成といえないと判定された。なお、不健康寿命立している期間の平均」の死亡情報の利用年次の推移について、現行の評価方法の下側の片側の違いによる健康寿命と不健康寿命の変化を示検定でなく、上側の片側検定を適用すると、有す。健康情報と全国の生命表の利用年次は2016

意な延伸傾向となった。

年である。死亡情報の利用年次が対象集団と全図 1-1. 健康寿命と不健康寿命の概念規定の検討：「日常生活に制限のない期間の平均」、2010 年- 63 -

図 1-2. 健康寿命の概念規定の検討：「日常生活に制限のない期間の平均」、2010～2016 年

図 1-3. 不健康寿命の概念規定の検討：「日常生活に制限のない期間の平均」、2010～2016 年- 64 -

図 2-1. 健康寿命と不健康寿命の測定・計算方法の検討：「日常生活に制限のない期間の平均」、2010 年

図 2-2. 健康寿命の測定・計算方法の検討：「日常生活に制限のない期間の平均」、2010～2016 年- 65 -

図 2-3. 不健康寿命の測定・計算方法の検討：「日常生活に制限のない期間の平均」、2010～2016 年

図 3-1. 死亡情報の利用年次による「日常生活動作が自立している期間の平均」の変化：都道府県、2016 年、男性

- 66 -

図 3-2. 死亡情報の利用年次による「日常生活動作が自立している期間の平均」の変化：都道府県、2016 年、女性

図 4. 「日常生活動作が自立している期間の平均」の推移の評価：2010～2016 年- 67 -

表 1. 健康寿命と不健康寿命の概念規定と測定・計算方法の検討：「日常生活に制限のない期間の平均」、2010～2016 年
健康寿命（年）
性別
男性

女性

不健康寿命（年）

2010年

2013年

2016年

2010年と2016年の差

2010年

2013年

2016年

2010年と2016年の差

70.42

71.19

72.14

1.72

9.22

9.01

8.84

-0.38

概念の変更
：日常生活動作の制限なし

75.97( 5.55 )76.60( 5.41 )77.45( 5.31 )1.48( -0.24 )3.67( -5.55 )3.61( -5.40 )3.53( -5.31 )-0.13( 0.25 )概念の変更：日常生活動作の自立

78.17( 7.75 )78.72( 7.53 )79.47( 7.33 )1.30( -0.42 )1.47( -7.75 )1.49( -7.52 )1.51( -7.33 )0.04( 0.42 )測定の変更：測定対象を在宅者から入院・入所者に拡大。

69.66( -0.76 )70.47( -0.72 )71.41( -0.73 )1.75( 0.03 )9.98( 0.76 )9.74( 0.73 )9.56( 0.72 )-0.42( -0.04 )計算の変更：85歳以上を85～89、90～94、95歳以上に細分。

70.37( -0.05 )71.15( -0.04 )72.08( -0.06 )1.71( -0.01 )9.27( 0.05 )9.06( 0.05 )8.89( 0.05 )-0.38( 0.00 )

73.62

74.21

74.79

1.17

12.77

12.40

12.34

-0.43

概念の変更
：日常生活動作の制限なし

80.44( 6.82 )81.15( 6.94 )81.70( 6.91 )1.26( 0.09 )5.95( -6.82 )5.46( -6.94 )5.44( -6.90 )-0.51( -0.08 )概念の変更：日常生活動作の自立

83.16( 9.54 )83.37( 9.16 )83.84( 9.05 )0.68( -0.49 )3.23( -9.54 )3.24( -9.16 )3.29( -9.05 )0.06( 0.49 )測定の変更：測定対象を在宅者から入院・入所者に拡大。

72.52( -1.10 )73.16( -1.05 )73.76( -1.03 )1.24( 0.07 )13.87( 1.10 )13.45( 1.05 )13.38( 1.04 )-0.49( -0.06 )計算の変更：85歳以上を85～89、90～94、95歳以上に細分。

73.48( -0.14 )74.10( -0.11 )74.67( -0.12 )1.19( 0.02 )12.91( 0.14 )12.51( 0.11 )12.47( 0.13 )-0.44( -0.01 )標準の概念・測定・計算：日常生活の制限なし

標準の概念・測定・計算：日常生活の制限( )内は標準の概念・測定・計算との差。

68

表 2. 死亡情報の利用年次による健康寿命と不健康寿命の変化：「日常生活動作が自立している期間の平均」、2016 年
死亡情報の利用年次 #1
性別

男性

健康寿命

不健康寿命

女性

健康寿命

不健康寿命

全国

都道府県
差 #2

算定値
中央値

25％点-75％点

相関
係数 #3

79.57 , 79.60-0.17-0.24 , -0.10

0.976

79.43

79.00 , 79.76

0.02-0.05 , 0.09

0.976

79.40

79.00 , 79.74-0.03-0.07 , 0.06

0.986

1.49

1.41 , 1.55

-0.02

1.47

1.39 , 1.52

-0.02

-0.03 , -0.01

0.989

1.51

0.00

1.49

1.41 , 1.55

0.00

0.00 , 0.01

0.989

2016年

1.50

-0.01

1.49

1.41 , 1.55

0.00

-0.01 , 0.01

0.991

2016年

2016年

83.84

83.89

83.70 , 84.05

2014～2016年

2016年

83.74

-0.11

83.81

83.58 , 84.01-0.07-0.13 , -0.01

0.968

2014～2016年

2014～2016年

83.84

0.00

83.91

83.69 , 84.11

0.03-0.03 , 0.10

0.967

2015～2017年

2016年

83.84

0.00

83.88

83.71 , 84.08

0.00-0.04 , 0.07

0.976

2016年

2016年

3.29

3.23

3.13 , 3.40

2014～2016年

2016年

3.26

-0.03

3.23

3.10 , 3.38

-0.02

-0.05 , 0.00

0.987

2014～2016年

2014～2016年

3.29

0.00

3.26

3.13 , 3.42

0.01

-0.02 , 0.03

0.987

2015～2017年

2016年

3.28

-0.02

3.22

3.12 , 3.38

-0.01

-0.03 , 0.00

0.992

対象集団

全国

算定値

2016年

2016年

79.47

2014～2016年

2016年

79.28

2014～2016年

2014～2016年

2015～2017年

差 #2

中央値

25％点, 75％点

79.53

78.91 , 79.76

-0.19

79.24

79.47

0.00

2016年

79.45

-0.02

2016年

2016年

1.51

2014～2016年

2016年

1.48

2014～2016年

2014～2016年

2015～2017年#1：対象集団の健康寿命の算定において、全国の死亡情報は対象集団の死亡情報の調整に使用する（「健康寿命の算定方法の指針」を参照）。

#2：死亡情報の利用年次が対象集団と全国ともに2016年の場合の算定値を基準とする差。

#3：死亡情報の利用年次が対象集団と全国ともに2016年の場合の算定値との相関係数。

69

表 3. 「日常生活動作が自立している期間の平均」の推移の評価：2010～2016 年
性別
男性

女性

点推定値

90％信頼区間

日常生活動作が自立している期間の平均（年）傾き（1年間の変化）

0.22

0.21

0.22

10年間の変化

2.18

2.11

2.25

日常生活動作が自立していない
期間の平均（年）傾き（1年間の変化）

0.01

0.01

0.01

10年間の変化

0.06

0.05

0.07

日常生活動作が自立している期間の平均（年）傾き（1年間の変化）

0.12

0.11

0.12

10年間の変化

1.15

1.09

1.21

日常生活動作が自立していない
期間の平均（年）傾き（1年間の変化）

0.01

0.01

0.01

10年間の変化

0.10

0.09

0.12

傾きの検定
のｐ値
0.000
1.000
0.000
1.000

基礎資料として、健康情報は介護保険関係の統計を、死亡情報は人口動態統計を用いた。
日常生活動作が自立している期間の平均では、延伸の有無に対する傾きの片側検定を行い、上側ｐ値を示した。
日常生活動作が自立していない期間の平均では、短縮の有無に対する傾きの片側検定を行い、下側ｐ値を示した。

70

Ｄ．考

察

終年齢階級を標準の85歳以上から、85～89、90「日常生活に制限のない期間の平均」は最も～94、95歳以上に細分した。これは、従前から、代表的な健康寿命の指標である。「健康日本21

健康寿命の算定方法で議論されてきた主要な事（第二次）」では目標達成状況の評価指標とし項の1つである。2010年の健康寿命における計て、最終評価に利用されると思われる。本研究

算方法の変更と標準との差は男性0.05年、女性

では、この指標を中心として算定方法と推移の0.14年であり、小さかった。また、2010～2016

評価方法について、「健康日本21（第二次）」

年の健康寿命の推移における計算方法の変更とでの利用を想定して、現行方法を点検・確認す

標準の差は男性0.00年、女性-0.01年であり、るとともに、次期健康づくり運動での利用に向

ほぼ0であった。したがって、「健康日本21

けて、現行方法の変更可能性を検討した。

（第二次）」の目標達成状況の評価では、最終健康の概念規定の検討として、標準の「日常年齢階級の変更の影響が小さく、考慮する必要

生活に制限なし」に対して、現時点で指標値が性がほとんどないと考えられる。一方、今後、算定可能な「日常生活動作に制限なし」と「日85歳以上人口の超高齢化と高年齢寿命の延伸が

常生活動作の自立」の2つを取り上げた。いずさらに進むとともに、最終年齢階級の95歳以上

れの変更も健康寿命とその推移が大きく変化しの必要性が大きくなると思われる。次期健康づた。「日常生活動作の自立」の不健康寿命の推くり運動での健康寿命の算定にあたって、さら移は標準での短縮傾向と異なり、ほぼ一定またに検討することが重要であろう。

は若干の延伸傾向であった。健康寿命の指標の対象集団と全国の死亡情報の利用年次の違い

利用と結果解釈において、健康の概念規定に留については、前述の通り、小規模な対象集団へ意すべきであるといえよう。

の健康寿命の適用で生ずる可能性がある。「日個人の健康水準の測定方法の検討として、健常生活動作が自立している期間の平均」が中心

康水準の測定対象を標準の在宅者から、医療施的な指標である。たとえば、いま、小規模な対設の入院者と介護保険施設の入所者に拡大した。

象集団における2016年の健康寿命を算定しよう。

これは、従前から、健康寿命の算定方法で議論

このとき、2016年の健康情報と2015～2017年のされてきた主要な事項の1つである。入院・入死亡情報（年齢階級別死亡率）の利用が基本で所者は日常生活に制限ありとみなされることかある。全国の死亡情報の利用年次は2016年またら、この変更によって不健康割合が上昇して、は2015～2017年のいずれでもよい。一方、対象

健康寿命が短く、不健康寿命が長くなる。2010

集団の2015～2017年の死亡情報を利用すると、

年の健康寿命における測定方法の変更と標準と健康寿命の算定が2017年以降となることから、の差は男性0.76年、女性1.10年であり、1年前より早く健康寿命を算定するために、2014～20後と大きくなかった（不健康寿命の標準との差

16年の死亡情報を利用することが考えられる。

は健康寿命のそれと同じ）。また、2010～2016

これは、本来、望ましくないことである。現行

年の健康寿命の推移における測定方法の変更との健康寿命の算定方法では、対象集団の死亡情標準の差は男性-0.04年、女性-0.06年であり、報から対象集団の生命表が作成され、全国の死0.05年前後と小さかった。「健康日本21（第二亡情報と生命表はその作成時の補正に利用され次）」の目標達成状況の評価は健康寿命と不健る。死亡情報の利用年次が対象集団と全国とも康寿命の推移に基づくことから、この測定方法に2016年の場合との差をみると、死亡情報の利の変更の影響が小さく、考慮する必要性がほと用年次が対象集団と全国で一致しない場合（そんどないと考えられる。

れぞれ2014～2016年と2016年）、男女とも健康

集団の健康水準の計算方法の検討として、最寿命の差は全国と都道府県で全体的にマイナス- 71 -

の傾向であった。一方、死亡情報の利用年次が研究の当初の目的がおおよそ達成されたと考え対象集団と全国で一致する場合（2014～2016

られた。

年）、男女とも健康寿命の差は全国で0.0、都道府県で全体的に0.0を中心とする傾向であっ

Ｅ．結 論

た。全国の死亡情報の利用年次は対象集団のそ「日常生活に制限のない期間の平均」の算定れと同一とすることが原則である。したがって、方法において、健康の概念規定を「日常生活動

都道府県が対象集団の健康寿命の算定において、作の自立」へ変更すると、健康寿命とその推移

この原則に従わないと、健康寿命の算定結果にが大きく変化した。健康水準の測定対象を入院

偶然的な変動と偏りの両方が生じること、一方、・入所者に拡大すると、健康寿命がやや変化し原則に従うと、偶然的な変動があるものの、偏たが、その推移には大きな変化がなかった。最りが生じない傾向であることが示唆される。ま

終年齢階級を95歳以上に変更しても、健康寿命

た、偶然的な変動はそれほど大きくなかったが、とその推移には大きな変化がなかった。「日常

これは、都道府県では年次に伴う死亡状況の推

生活動作が自立している期間の平均」の「平均移が全国と比較的平行しているためと思われる。

寿命の増加分を上回る健康寿命の増加」の目標

市町村が対象集団の健康寿命の算定において、達成状況の評価に対して、現行方法が適用可能

偶然的な変動が比較的大きいと想定されるが、と確認され、2010～2016年の推移に適用した。

少なくとも偏り軽減の面から、全国の死亡情報

3年計画の初年度として、健康寿命の算定方法の利用年次は対象集団のそれと同一の原則に従と推移の評価方法を検討し、当初の研究目的がうことが望ましいと考えられる。

おおよそ達成されたと考えられた。

健康寿命の推移の評価方法の検討として、「日常生活動作が自立している期間の平均」をＦ．研究発表取り上げた。これは市町村で算定可能であり、

１．論文発表健康日本21（第二次）の補助的な指標として、なし

評価の重要性が大きいと考えられる。この指標

２．学会発表の評価方法としては、「日常生活に制限のない

1) 世古留美，山田宏哉，川戸美由紀，橋本修

期間の平均」の現行方法が適用可能であると確

二，尾島俊之，辻 一郎．介護保険に基づ認され、2010～2016年の推移への適用に問題がく平均自立期間の2010～2016年の都道府県なかった。ただし、不健康寿命の推移に対して、

分布．第78回日本公衆衛生学会総会，高知，

現行の評価方法の下側の片側検定でなく、上側

2019年．

の片側検定を適用すると、ごく小さな延伸傾向にも係わらず、有意となった。全国では、介護

Ｇ．知的財産権の出願・登録状況

保険情報に基づく不健康割合の対象者が著しく

１．特許取得多いためである。したがって、この指標では全なし

国の推移の評価にあたって、区間推定と検定の２．実用新案登録

意義が小さく、また、ごく小さい変化であってなしも有意になる可能性があることに留意する必要

３．その他

があろう。

なし

以上、3年計画の初年度として、健康寿命の算定方法と推移の評価方法を検討した。初年度- 72 -