診療報酬改定が向精神薬多剤処方の削減に与える影響の評価
Effects of Medical Service Fee Revision on Reducing Psychotropic Polypharmacy

平成 31 年度入学
岡田

1

佑輔（Okada, Yusuke）

目次
1.

向精神薬多剤処方の削減を目的とした診療報酬改定................................................................. 3

2.

向精神薬多剤処方の削減を目的とした診療報酬改定の影響について検討した先行研究 ..... 6

3.

4.

2.1.

研究の意義 ................................................................................................................................ 6

2.2.

分割時系列デザイン及びセグメント回帰分析..................................................................... 62.3.

診療報酬改定の影響についてセグメント回帰分析により評価した先行研究 ................. 9

診療報酬改定による減算対象となる剤数が処方された患者割合への影響 ........................... 11
3.1.

背景と目的 .............................................................................................................................. 11

3.2.

方法 .......................................................................................................................................... 11

3.3.

結果 .......................................................................................................................................... 14

3.4.

考察 .......................................................................................................................................... 22

3.5.

小括 .......................................................................................................................................... 25

診療報酬改定による剤数減少が認められた患者割合への影響............................................... 26
4.1.

背景と目的 .............................................................................................................................. 26

4.2.

方法 .......................................................................................................................................... 26

4.3.

結果 .......................................................................................................................................... 30

4.4.

考察 .......................................................................................................................................... 35

4.5.

小括 .......................................................................................................................................... 37

5.

総括 .................................................................................................................................................. 39

6.

謝辞 .................................................................................................................................................. 427.

参考文献 .......................................................................................................................................... 432

1. 向精神薬多剤処方の削減を目的とした診療報酬改定
向精神薬多剤処方は通常 2 剤以上の向精神薬の併用療法のことを指す 1)。向精神薬多剤処方は、治療レジメンが複雑化することにより、本質的に副作用、薬物相互作用のリスク上昇及びアドヒアランスの問題と関連する 1~3)。特定の状況下においては向精神薬多剤処方が適切であるものの、極めて作用機序が類似する医薬品の併用等、非合理的な向精神薬多剤処方は避けるべきである 1)。また、日本の学会が作成したガイドラインを含め、統合失調症又はうつ病の治療に関するいくつかの臨床ガイドラインにおいて、基本的には単剤療法が推奨されている 4~11)。しかしながら、非合理的な多剤処方を含め、向精神薬多剤処方が行われる患者が少なからず存在し、その理由として単剤療法では治療目標が達成できないケースが最も多い 1)。このよ
うな状況を踏まえると、臨床ガイドラインで単剤療法を推奨することのみで向精神薬多剤処方の問題を解決することには限界がある。
日本では、非合理的な向精神薬多剤処方の削減を目的とした医科診療報酬の改定（以下、「診療報酬改定」）がこの 10 年間で 4 回行われており、その内容を Table 1に示す。医科診療報酬は保険診療を行った場合に保険医療機関が受け取ることができる報酬であり、すべての保険医療機関は厚生労働省により定められた報酬額を超える費用を請求することが禁じられている。4 回の診療報酬改定の要点は、いくつかの例外はあるものの、厚生労働省により定められた基準以上の剤数の向精神薬が同時に処方された場合に処方料等の診療報酬が減算されるということである。
定められた基準以上の剤数の向精神薬を処方することは医学的エビデンスに基3

Table 1. 非合理的な向精神薬多剤処方の削減を目的とした診療報酬改定の内容
改定年度

改定内容

2012 年度⚫

睡眠薬が 3 剤以上又は抗不安薬が 3 剤以上の場合に、精神科継続外来支援・指導料が減算。

2014 年度⚫
⚫

非定型抗精神病薬が 3 剤以上の場合、特定の入院料に対して、非定型抗精神病薬加算が算定不可。
睡眠薬が 3 剤以上、抗不安薬が 3 剤以上、抗うつ薬が 4 剤以上、抗精神病薬が 4 剤以上の場合、精神科継続外来支援・指導料が算定不可。また、処方料、処方箋料、薬剤料も減算。

⚫

睡眠薬が 3 剤以上、抗不安薬が 3 剤以上、抗うつ薬が 3 剤以上、

2016 年度⚫
2018 年度⚫

抗精神病薬が 3 剤以上の場合、精神科継続外来支援・指導料が算定不可。また、処方料、処方箋料、薬剤料も減算。
抗精神病薬が 3 剤以上又は抗うつ薬が 3 剤以上処方されている
場合、通院・在宅精神療法が減算。
睡眠薬が 3 剤以上、抗不安薬が 3 剤以上、抗うつ薬が 3 剤以上、抗精神病薬が 3 剤以上、睡眠薬及び抗不安薬が 4 剤以上の場合、処方料、処方箋料、薬剤料が減算。

下線部は、前回年度の改定内容からの主な変更点

づいたものではないため、診療報酬改定により医師の処方行動が誘導され、非合理的又は不必要な向精神薬多剤処方の削減につながることが期待されていた。最初の改定は、2012 年度診療報酬改定において導入された。2012 年度診療報酬改定に関する 4 つの視点の一つとして、「充実が求められる分野を適切に評価していく視点」
が挙げられており、充実が求められる分野の一つとして、「精神疾患に対する医療の充実」が挙げられた。また、この精神疾患に対する医療の充実のうち「地域における精神医療の評価」の一環として、「向精神薬は多量に使用しても治療効果を高めないばかりか、副作用のリスクを高めることが知られており、多剤・多量投与の適正化について、精神科継続外来支援・指導料の要件を見直す」ことが提案された。
4

これにより、2012 年度の改定では、3 剤以上の睡眠薬又は 3 剤以上の抗不安薬が同時に処方された場合に精神科継続外来支援・指導料が減算される規定が導入された。
2 回目の改定は、2014 年 4 月に通知され、2014 年 10 月に施行された。2014 年度の改定では、3 剤以上の睡眠薬、3 剤以上の抗不安薬、4 剤以上の抗精神病薬又は 4 剤
以上の抗うつ薬が同時に処方された場合に処方料、処方箋料及び薬剤料が減算となる規定が導入された。3 回目の改定は、2016 年 4 月に施行された。2016 年度の改定
では、2014 年度の改定から 3 剤以上の抗精神病薬又は 3 剤以上の抗うつ薬が同時に処方された場合でも処方料等が減算となるよう規定が導入された。4 回目の改定
は 2018 年 4 月に施行された。2018 年度の改定では、睡眠薬及び抗不安薬の合計で4 剤以上が同時に処方された場合でも処方料等が減算となる規定が導入された。睡眠薬と抗不安薬は主にベンゾジアゼピン受容体のアゴニストであり、共通して耐性、依存及び他の副作用を引き起こす 12, 13)。したがって、これらを纏めて規制することが医学的には合理的であるものの、2014 年度改定後、減算を回避するために、3 剤
目の睡眠薬の代替として抗不安薬が使用されるケースがあった 14)。こうした事情を踏まえ、2018 年度の改定では睡眠薬と抗不安薬を合算した剤数制限に関する規定が導入された。

5

2. 向精神薬多剤処方の削減を目的とした診療報酬改定の影響について検討した先行研究
2.1. 研究の意義
診療報酬改定に限らず、近年、政府や自治体において科学的根拠を参照しながら政策立案を行うことで政策の有効性を高める「エビデンスに基づく政策立案（Evidence-Based Policy Making）」（以下、「EBPM」）に対する関心が高まっている。
EBPM を実践するには、科学的根拠を参照しながら政策立案を行うことのみではな
く、その土台として、実施された施策の効果に関するエビデンスを蓄積していくことが重要である。

2.2. 分割時系列デザイン及びセグメント回帰分析
非合理的な多剤処方の削減を目的とした診療報酬改定の多剤処方が行われた処方割合及び患者割合に及ぼす影響について、分割時系列（Interrupted time-series）デザインを用いたセグメント回帰分析により評価した先行研究がある 15, 16)。ある介入による因果効果を評価する方法のゴールドスタンダードはランダム化比較試験であるが、ランダム化比較試験は費用及び倫理的課題等により実施困難な場合が多く、准実験的なデザインはランダム化比較試験が実施できない場合の代替案となる。例
えば、介入の前後における健康関連のアウトカムを比較することにより、介入による効果を推定する前後比較デザインは、公衆衛生上の施策等の介入の影響を集団レベルで評価する際にしばしば用いられるデザインであり、同時期に介入があった集6

団と介入がなかった集団の両方のアウトカムに関する情報が得られない場合に特に有用な手法である。しかしながら、前後比較デザインは介入前及び介入後におけるアウトカムの測定時点が限られるため、介入前に既に存在する経時変化の傾向を考慮できないことによるバイアスが生じる。それに対し、先行研究で用いられた分
割時系列デザインは、介入前及び介入後のそれぞれに関して複数時点の時系列デー
タを用いて介入前の経時変化の傾向と介入後の経時変化の傾向とを比較すること
により、介入前の経時変化の傾向を調整した上で、介入による影響を評価することが可能である。こうした特徴から、分割時系列デザインは、最も強力な准実験的なデザインの一つとされる 17)。ただし、主な限界点として、因果効果を推定したい介
入と同時期に、アウトカムに影響する他の介入があった場合には区別することが困難となること等に留意する必要がある。
セグメント回帰分析は、分割時系列デザインにおいて最も多く用いられる解析方法の一つであり、時系列データを何らかの介入前後で分割し、分割した区分（セグメント）ごとの回帰直線を構成するセグメント回帰モデルを用いることで、介入による影響を統計的に推定可能である 18)。
セグメント回帰分析を用いた回帰直線図のイメージは Fig. 1 のとおりであり、単純なセグメント回帰モデルは以下の式で表される。

Yt = β0 + β1 × timet + β2 × interventiont + β3 × time after interventiont + et7

Fig. 1. セグメント回帰分析を用いた回帰直線図のイメージ

Yt は時点 t におけるアウトカムの値を、timet 変数は研究開始時点からの経過時間を、interventiont 変数は介入前（0）及び介入後（1）を区別する指標を、time after
interventiont 変数は介入時点からの経過時間（ただし、介入前は常に 0）を、et は誤差項を示す。また、このモデルにおいて、β0 はベースライン時点の切片を、β1 は介入前の傾き（単位時間あたりのアウトカムの変化量）を、β2 は介入直後におけるレベル（アウトカムの値）の変化を、β3 は介入前と比べた介入後の傾きの変化を統計的に推定する。介入直後のレベルの変化と、介入後の傾きの変化は、それぞれ介入直後の急な変化と徐々に認められる変化として解釈することが可能である。Fig. 1の事例では、介入前に既に減少傾向にあったものの、介入直後に β2 の分減少したことに加え、傾きについても β3 の分更に大きな減少傾向に変化したことを示唆する。
セグメント回帰モデル以外では、自己回帰モデルと移動平均モデルがより一般化されたモデルである自己回帰和移動平均（Autoregressive integrated moving average、以8

下、「ARIMA」）モデルもよく用いられる手法である 19)。各セグメント内の時系列データの直線回帰を行うセグメント回帰モデルでは、非線形、不規則なデータパター
ン及び複雑な季節変動等の複雑な経時変化を捉えることが難しいが、柔軟性の高い
ARIMA モデルはそのような状況にも対応可能な利点がある 20)。一方で、セグメン
ト回帰モデルと比較した場合の欠点として、ARIMA モデルのモデル構築プロセスは複雑であること、より多くの測定時点が必要になること、パラメータの直感的な解釈が難しいこと等が挙げられる 20)。

2.3. 診療報酬改定の影響についてセグメント回帰分析により評価した先行研究
非合理的な多剤処方の削減を目的とした診療報酬改定の影響について、分割時系
列デザインを用いたセグメント回帰分析により評価した先行研究として、奥村らは、
2012 年度及び 2014 年度改定の影響について検討した 15)。データソースは、株式会
社医歯薬総合研究所が保有する外来処方箋データベースであり、2011 年 4 月から2014 年 11 月に保険薬局である日本調剤株式会社の全店舗で調剤された処方箋のデータが用いられた。処方剤数に関連するアウトカムは、「3 剤以上の睡眠薬が処方された処方箋の割合」及び「3 剤以上の抗不安薬が処方された処方箋の割合」であり、セグメント回帰分析の結果、2012 年度改定後においては「3 剤以上の睡眠薬が処方された処方箋の割合」の傾きの有意な減少が認められ、2014 年度改定後においては「3 剤以上の抗不安薬が処方された処方箋の割合」の傾きの有意な減少が認められたことが報告されている。また、平野らは、2012 年度、2014 年度及び 2016 年度改9定の影響について株式会社 JMDC が保有する診療報酬請求データベースである
JMDC Clams Database を用いて検討した 16)。アウトカムは「3 剤以上の睡眠薬が処方された患者の割合」、「3 剤以上の抗不安薬が処方された患者の割合」、「3 剤以上の抗精神病薬が処方された患者の割合」及び「3 剤以上の抗うつ薬が処方された患者の割合」である。2012 年度及び 2014 年度改定後において「3 剤以上の睡眠薬が処方された患者の割合」については 2012 年度及び 2014 年度改定後にレベル及び傾きの有意な減少、「3 剤以上の抗不安薬が処方された患者割合」については 2012 年
度及び 2014 年度改定後にレベルの有意な減少、並びに「3 剤以上の抗精神病薬が処方された患者の割合」及び「3 剤以上の抗うつ薬が処方された患者の割合」については 2016 年度改定後にレベル及び傾きの有意な減少が認められたことが報告され
ている。

10

3. 診療報酬改定による減算対象となる剤数が処方された患者割合への影響
3.1. 背景と目的
非合理的な向精神薬多剤処方の削減を目的とした診療報酬改定のうち、2016 年度までの改定については診療報酬改定の影響について検討した報告があるものの、新たに睡眠薬及び抗不安薬が計 4 剤以上同時に処方された場合に診療報酬が減算となる規定が導入された 2018 年度改定も含めた診療報酬改定の影響については検討されていない。そこで、診療報酬請求データベースを用いて、減算対象となる剤数が処方された患者の割合の経時変化を確認することにより、2014 年度、2016 年度及び 2018 年度改定の影響について医師の処方行動への影響の観点から検討を行った。

3.2. 方法
3.2.1. データソース
JMDC claims database を用いた 21)。JMDC claims database には、株式会社 JMDC が契約している複数の健康保険組合 の加入者に関する医科レセプト、Diagnostic
Procedure Combination （DPC）レセプト及び調剤レセプトが含まれる。健康保険組合の加入者は、労働雇用者及びその家族であり、65 歳以上の患者のデータは限られている。また、75 歳以上の患者の保険診療は後期高齢者医療制度（長寿医療制度）の対象であり、JMDC claims database には当該制度に基づく診療報酬請求データは含まれないことから、75 歳以上の患者のデータが含まれることはない。2018 年 9 月
時点で JMDC claims database に含まれる健康保険組合の加入者は約 380 万人である。
11

特定の個人を識別することができない状態でデータが提供されることから、本研究の実施にあたり、インフォームド・コンセントは受けていない。本研究は明治薬科
大学の倫理審査委員会による承認を得て実施した（承認番号：201901）。

3.2.2. 対象集団
向精神薬を（1）睡眠薬、（2）抗不安薬、（3）睡眠薬及び抗不安薬の合計（以下、「睡眠薬/抗不安薬」）、（4）抗精神病薬、及び（5）抗うつ薬の 5 つの薬剤グループに分類し、各薬剤グループに属する医薬品が 2013 年 4 月から 2018 年 9 月までの間に少なくとも一度処方された患者を含む 5 つの対象集団を設定した。本研究では、各薬剤グループ内の経時変化を評価する目的であることから、同一患者が異なる薬剤グループに属することは許容した。各薬剤グループに属する医薬品の範囲は診療報酬改定に伴い厚生労働省により定められた有効成分の一覧を基に設定しており、当該一覧を補足資料 1 に示す。ただし、持効性抗精神病薬注射剤を除く抗精神病薬
注射剤については、一時的に使用される医薬品であり、当該医薬品を含めることで減算対象となる医薬品を継続的に処方されている患者の割合を過大評価する可能性があることから、厚生労働省により定められた有効成分であったとしても集計から除外した。また、バルビツール酸系睡眠薬注射剤やベンゾジアゼピン系薬物の坐剤等、他の非経口の向精神薬についても、睡眠薬や抗不安薬として以外の目的で使用されることが多いことから集計から除外した。

12

3.2.3. アウトカム
アウトカムは、月ごとに算出される、同日且つ同一施設から減算対象となる剤数（睡眠薬、抗不安薬、抗精神病薬、抗うつ薬：3 剤以上、睡眠薬/抗不安薬：4 剤以上）が処方された患者の割合（%）（以下、「減算対象となる剤数が処方された患者割合」）とした。分母は、各薬剤グループに属する医薬品が少なくとも一度処方された患者数とし、分子は、各薬剤グループに属する医薬品について減算対象となる剤
数の医薬品が処方された患者数とした。同一月内に複数回の処方記録がある場合は、
最も薬剤数が多くなる処方日を基に薬剤数を集計した。

3.2.4. 統計解析
分割時系列デザインを用いたセグメント回帰分析により 18)、減算対象となる剤数が処方された患者割合のレベル及び傾きの変化を推定した。5 つのセグメントとして、2014 年度改定前の期間（セグメント 1（ベースライン）：2013 年 4 月から 2014
年 3 月まで）、2014 年度改定の通知後の期間（セグメント 2：2014 年 4 月から 2014
年 9 月まで）、2014 年度改定の施行後の期間（セグメント 3：2014 年 10 月から 2016
年 3 月まで）、2016 年度改定後の期間（セグメント 4：2016 年 4 月から 2018 年 3 月まで）、及び 2018 年度改定後の期間（セグメント 5：2018 年 4 月から 2018 年 9 月まで）を設定した。各セグメント回帰モデルには、ベースラインのレベル（切片）、
ベースラインの傾き、各改定直後のレベルの変化、各改定後の傾きの変化及び誤差項を含む。誤差項は、変数減少法により特定した最も簡素な自己回帰モデルとする
13

ことにより誤差項の時点間の相関を調整した。モデルの妥当性評価は、残差分析及
び Durbin–Watson 統計量を基に行った。両側検定で p<0.05 の場合に統計的な有意差ありと判断した。
睡眠薬/抗不安薬の薬剤グループについては、睡眠薬と抗不安薬が主にベンゾジ
アゼピン受容体のアゴニストとして共通した特徴を有すること等を踏まえて 2018年度改定において睡眠薬と抗不安薬を合算した処方剤数の制限が導入されたことから、ベンゾジアゼピン受容体作動薬に限定したサブグループを設定し、4 剤以上のベンゾジアゼピン受容体作動薬が処方された患者割合を集計した。
解析は SAS ソフトウェアのバージョン 9.4 を用いて行った。

3.3. 結果
5 つの薬剤グループである睡眠薬、抗不安薬、睡眠薬/抗不安薬、抗精神病薬及び抗うつ薬について、2013 年 4 月から 2018 年 9 月までの間に少なくとも一度該当医薬品が処方された患者数はそれぞれ、406,524 人、547,511 人、759,137 人、112,929
人及び 201,046 人であった。Table 2 に、セグメントごと且つ薬剤グループごとの患者背景を示す。5 つのセグメント間における平均年齢の範囲は、睡眠薬が 43.3～45.8
歳、抗不安薬が 42.3～44.9 歳、睡眠薬/抗不安薬が 42.3～45.1 歳、抗精神病薬が 38.5
～39.1 歳、抗うつ薬が 41.0～43.7 歳であった。また、5 つのセグメント間における男性割合の範囲は、睡眠薬が 52.9～54.4%、抗不安薬が 48.8～49.1%、睡眠薬/抗不安薬が 49.9～51.2%、抗精神病薬が 50.1～52.7%、抗うつ薬が 55.9～56.5%であった。
14

Table 2. 患者背景2014 年度改定前 2014 年度改定通知後 2014 年度改定施行後 2016 年度改定後 2018 年度改定後2013 年 4 月～
2014 年 9 月

2014 年 4 月～
2014 年 9 月

2014 年 10 月～
2016 年 3 月

2016 年 4 月～
2018 年 3 月

2018 年 4 月～
2018 年 9 月

108,099

82,809179,667

226,849

114,832

平均 (SD)43.3 (17.5)

44.6 (16.7)

43.8 (17.2)

43.5 (17.2)

45.8 (15.9)

19 歳以下, n (%)

10,944 (10.1)

6,789 (8.2)

17,169 (9.6)

22,314 (9.8)

8,260 (7.2)

65 歳以上, n (%)

9,145 (8.5)

7,542 (9.1)

14,982 (8.4)

17,332 (7.8)

9,588 (8.3)

男性, n (%)

57,216 (52.9)

44,288 (53.5)

95,553 (53.2)

121,330 (53.5)

62,485 (54.4)

患者数, n149,166

107,192

236,661

284,471

125,853

平均 (SD)42.3 (16.1)

43.4 (15.4)

43.1 (15.8)

42.9 (15.8)

44.9 (14.8)

19 歳以下, n (%)

13,904 (9.3)

8,124 (7.6)

19,836 (8.4)

24,392 (8.6)

7,881 (6.3)

65 歳以上, n (%)

8,970 (6.0)

7,035 (6.6)

14,770 (6.3)

6,764 (5.9)

6,990 (6.6)

男性, n (%)

71,548 (48.0)

51,439 (48.0)

113,144 (47.8)

136,993 (48.2)

61,784 (49.1)

患者数, n211,023

156,369

340,052

414,253

197,854

平均 (SD)42.3 (17.2)

43.7 (16.5)

43.0 (16.9)

42.8 (16.9)

45.1 (15.8)

19 歳以下, n (%)

22,848 (10.8)

13,797 (8.8)

33,815 (10.0)

42,333 (10.2)

14,855 (7.5)

65 歳以上, n (%)

14,877 (7.1)

12,227 (7.9)

24,300 (7.2)

27,989 (6.7)

14,798 (7.5)

105,308 (49.9)

78,546 (50.2)

169,960 (50.0)

208,819 (50.4)

102,210 (51.2)

薬剤グループ

項目
患者数, n
年齢

睡眠薬

年齢
抗不安薬

年齢
睡眠薬/抗不安薬

男性, n (%)

15

患者数, n30,03625,43450,91866,14038,884

平均 (SD)38.5 (15.4)

38.7 (15.2)

39.3 (15.6)

39.1 (16.1)

39.0 (15.8)

19 歳以下, n (%)

3,830 (12.8)

3,211 (12.6)

6,324 (12.4)

9,189 (13.9)

5,612 (14.4)

65 歳以上, n (%)

1,192 (4.0)

954 (3.8)

2,233 (4.4)

2,918 (4.4)

1,232 (3.2)

男性, n (%)

15,088 (50.2)

12,752 (50.1)

26,350 (51.7)

34,860 (52.7)

20,248 (52.1)

患者数, n59,52851,04795537

122,019

75,365

平均 (SD)

41.0 (12.6)

41.9 (12.4)

41.6 (12.8)

42.0 (13.1)

43.7 (12.7)

19 歳以下, n (%)

2,906 (4.9)

2,163 (4.2)

4,508 (4.7)

6,096 (5.0)

2,901 (3.8)

65 歳以上, n (%)

1,688 (2.9)

1,494 (2.9)

2,791 (2.9)

3,883 (3.2)

2,409 (3.2)

33,286 (55.9)

28,758 (56.3)

53,439 (55.9)

68,189 (55.9)

42,577 (56.5)

年齢
抗精神病薬

年齢
抗うつ薬

男性, n (%)

年齢は各セグメントの最初月時点での年齢に基づく。

16

減算対象となる剤数が処方された患者割合の経時推移を Fig. 2 に示す。セグメン
ト回帰分析により推定されたレベル及び傾きの推定値を Table 3 に示す。
3 剤以上の睡眠薬又は 3 剤以上の抗不安薬が処方された場合に処方料等が減算となる規定が導入された 2014 年度改定の通知後、睡眠薬及び抗不安薬については、レベル及び傾きの有意な減少が認められた（睡眠薬のレベルの変化（95%信頼区間（以下、「CI」））：−0.1150（−0.2199 ～ −0.0101）、睡眠薬の傾きの変化（95% CI）：
−0.2536（−0.2846 ～ −0.2226）、抗不安薬のレベルの変化（95% CI）：−0.2144（−0.2732～ −0.1556）、抗不安薬の傾きの変化（95% CI）：−0.0454（−0.0592 ～ −0.0316））。
また、これらの薬剤グループにおいて 2014 年度改定の施行後、レベルは更に減少した一方で（睡眠薬のレベルの変化（95% CI）：−0.5509（−0.6418 ～ −0.4600）、抗不安薬のレベルの変化（95% CI）：−0.3043（−0.3521 ～ −0.2565））、傾きはほぼ 2014
年度改定前の時点の傾きまで増加した（睡眠薬の傾きの変化（95% CI）：0.2441（0.2161 ～ 0.2721）、抗不安薬の傾きの変化（95% CI）：0.0431（0.0298 ～ 0.0564））。
睡眠薬/抗不安薬についても、睡眠薬及び抗不安薬と同様の傾向が認められた。また、抗精神病薬については、2014 年度改定の通知及び施行後にレベル及び傾きのい
ずれにおいても有意な変化は認められなかった。抗うつ薬については、2014 年度改定の通知後に、傾きの有意な減少が認められ（傾きの変化（95% CI）：−0.0493（−0.0979～ −0.0007））、2014 年度改定の施行後、傾きはほぼ 2014 年度改定前の時点の傾きまで増加した（傾きの変化（95% CI）：0.0507（0.0039 ～ 0.0975））。

17

Fig. 2. 減算対象となる剤数が処方された患者割合の経時推移

18

Table 3. 減算対象となる剤数が処方された患者割合に関してセグメント回帰分析により推定されたレベル及び傾きの変化

2014 年度改定前（ベースライン）2014 年度改定
通知後

2014 年度改定
施行後2016 年度改定後

2018 年度改定後

変数
切片(95% CI)傾き(95% CI)
レベルの変化(95% CI)
傾きの変化(95% CI)
レベルの変化(95% CI)
傾きの変化(95% CI)
レベルの変化(95% CI)
傾きの変化(95% CI)
レベルの変化(95% CI)
傾きの変化(95% CI)睡眠薬*
3.9281(3.8379 to 4.0183)−0.0042(−0.0159 to 0.0074)*−0.1150(−0.2199 to −0.0101)*−0.2536(−0.2846 to −0.2226)*−0.5509(−0.6418 to −0.4600)*
0.2441(0.2161 to 0.2721)*−0.1813(−0.2615 to −0.1011)*
0.0115(0.0027 to 0.0203)−0.0573(−0.1606 to 0.0460)
0.0012(−0.0119 to 0.0144)

抗不安薬*1.5226(1.4889 to 1.5563)−0.0037(-0.0082 to 0.0009)*−0.2144(−0.2732 to −0.1556)*−0.0454(−0.0592 to −0.0316)*−0.3043(−0.3521 to −0.2565)*
0.0431(0.0298 to 0.0564)*−0.0823(−0.1160 to −0.0486)
0.0027(−0.0002 to 0.0057)−0.0049(−0.0602 to 0.0503)
0.0058(−0.0218 to 0.0335)

ベースラインの傾き及び傾きの変化は月あたりの変化量を示す。
* P < 0.05.

19睡眠薬/抗不安薬*
2.9606(2.9112 to 3.0100)
0.0002(−0.0065 to 0.0069)*−0.1991(−0.2853 to −0.1129)*−0.0862(−0.1066 to −0.0658)*−0.2858(−0.3560 to −0.2156)*
0.0859(0.0664 to 0.1054)*−0.1204(−0.1700 to −0.0708)
0.0023(−0.0021 to 0.0066)*−0.6045(−0.6854 to −0.5236)*−0.0358(−0.0551 to −0.0165)

抗精神病薬*
7.9756(7.3758 to 8.5754)*−0.0766(−0.1352 to −0.018)−0.0375(−0.3064 to 0.2314)−0.0478(−0.1732 to 0.0776)−0.0561(−0.3064 to 0.1942)
0.0733(−0.0427 to 0.1893)*−0.6804(−0.9279 to −0.4329)−0.0305(−0.0924 to 0.0314)−0.0854(−0.3543 to 0.1835)
0.0736(−0.0375 to 0.1847)

抗うつ薬*
4.5121(4.3939 to 4.6303)−0.0152(−0.0313 to 0.0009)−0.0623(−0.2695 to 0.1449)*−0.0493(−0.0979 to −0.0007)
0.0630(−0.1052 to 0.2312)*
0.0507(0.0039 to 0.0975)*−1.5047(−1.6235 to −1.3859)−0.0052(−0.0156 to 0.0052)
0.1045(−0.0899 to 0.2989)
0.0096(−0.0367 to 0.0559)

3 剤以上の抗精神病薬又は 3 剤以上の抗うつ薬が処方された場合に処方料等が減算となる規定が導入された 2016 年度改定後、抗精神病薬及び抗うつ薬については、レベルの有意な減少が認められた（抗精神病薬のレベルの変化（95% CI）：−0.6804（−0.9279 ～ −0.4329）、抗うつ薬のレベルの変化（95% CI）：−1.5047（−1.6235 ～−1.3859））。また、睡眠薬、抗不安薬及び睡眠薬/抗不安薬についても、レベルの有意な減少が認められ（睡眠薬のレベルの変化（95% CI）：−0.1813（−0.2615 ～−0.1011）、抗不安薬のレベルの変化（95% CI）：−0.0823（−0.1160 ～ −0.0486）、睡眠薬/抗不安薬のレベルの変化（95% CI）：−0.1204（−0.1700 ～ −0.0708））、睡眠薬については、傾きの僅かな増加も認められた（睡眠薬の傾き変化（95% CI）：0.0115（0.0027 ～ 0.0203））。
4 剤以上の睡眠薬/抗不安薬が処方された場合に処方料等が減算となる規定が導入された 2018 年度改定後、睡眠薬/抗不安薬のみレベル及び傾きの有意な減少が認められた（レベルの変化（95% CI）：−0.6045（−0.6854 ～ −0.5236）、傾きの変化（95%CI）：−0.0358（−0.0551 ～ −0.0165））。一方で、他の薬剤カテゴリーについては、レベル及び傾きのいずれにおいても有意な変化は認められなかった（睡眠薬のレベルの変化（95% CI）：−0.0573（−0.1606 ～ 0.0460）、睡眠薬の傾きの変化（95% CI）：
0.0012（−0.0119 ～ 0.0144）、抗不安薬のレベルの変化（95% CI）：−0.0049（−0.0602～ 0.0503）、抗不安薬の傾きの変化（95% CI）：0.0058（−0.0218 ～ 0.0335）、抗精神病薬のレベルの変化（95% CI）：−0.0854（−0.3543 ～ 0.1835）、抗精神病薬の傾きの変化（95% CI）：0.0736（−0.0375 ～ 0.1847）、抗うつ薬のレベルの変化（95% CI）：
20

0.1045（−0.0899 ～ 0.2989）、抗うつ薬の傾きの変化（95% CI）：0.0096（−0.0367 ～
0.0559））。また、睡眠薬/抗不安薬について、ベンゾジアゼピン受容体作動薬に限定した集計結果を Fig. 3 に示す。ベンゾジアゼピン受容体作動薬に限定した場合であっても、睡眠薬/抗不安薬と同様に 2018 年 4 月（2018 年度改定の施行月）に減少する傾向であった。また、ベンゾジアゼピン受容体作動薬に限定した場合、睡眠薬/抗不安薬と比べて減算対象となる剤数が処方された患者割合は一貫して低い傾向であり、2014 年 10 月頃からその差が広がる傾向であった。

Fig. 3. ベンゾジアゼピン受容体作動薬に関する減算対象となる剤数が処方された患者割合の経時推移

21

3.4. 考察診療報酬請求データベースを用いて、減算対象となる剤数が処方された患者割合の経時変化を確認することにより 2014 年度、2016 年度及び 2018 年度改定の影響について医師の処方行動への影響の観点から検討を行った。
本研究において、3 剤以上の睡眠薬又は 3 剤以上の抗不安薬が処方された場合に処方料等が減算となる規定が導入された 2014 年度改定、並びに、3 剤以上の抗精神病薬又は 3 剤以上の抗うつ薬が処方された場合に処方料等が減算となる規定が導入された 2016 年度改定時に、減算対象となる剤数が処方された患者割合の有意な減少が認められた。これらは、先行研究において報告されている内容と一致する結果
であり 16)、本研究においても、2014 年度及び 2016 年度改定に減算対象となる薬剤が処方された患者割合の減少効果が認められた。一方で、本研究では、2014 年度改定と睡眠薬/抗不安薬が 4 剤以上処方された患者割合の減少に有意な関連が認められたのに対し、上記の先行研究では 2014 年度改定と睡眠薬/抗不安薬が 3 剤以上処方された患者割合の減少に有意な関連は認められなかった。2014 年度改定では睡眠薬が 2 剤以下、抗不安薬が 2 剤以下となるような処方が相対的に増えることが想定されるため、睡眠薬/抗不安薬 4 剤以上処方された患者割合の方がその施策の影響を受けて減少しやすく、先行研究との不一致はアウトカム定義の違いによる可能性が高いと考えられた。
4 剤以上の睡眠薬/抗不安薬が処方された場合に処方料等が減算となる規定が導入された 2018 年度改定により新たに減算対象となる処方は、睡眠薬が 2 剤且つ抗22

不安薬が 2 剤となる処方である。本研究では、睡眠薬/抗不安薬以外の他の薬剤グループについては有意な変化は認められなかった一方で、睡眠薬/抗不安薬については減算対象となる剤数が処方された患者割合には有意な減少が認められたことから、2018 年度改定に 4 剤以上の睡眠薬/抗不安薬が処方された患者割合の減少効
果が認められた。また、薬理作用が共通しているため非合理的と考えられるベンゾ
ジアゼピン受容体作動薬の 4 剤以上の処方についても、睡眠薬/抗不安薬と同様の減少傾向を示したことから、2018 年度改定の経緯となっていたベンゾジアゼピン受容体作動薬同士の組合せ処方についても減少効果が認められた。
本研究にはいくつかの限界があることに留意する必要がある。1 つ目として、各診療報酬改定と同時期に、アウトカム（減算対象となる剤数が処方された患者割合）に影響する他のイベントがあった場合は、診療報酬改定による影響と他のイベントによる影響を区別することができずバイアスとなる可能性である。確認した範囲では 2018 年度改定の時期と同時期に他の重要なイベントはないと考えられたものの、
例えば 2016 年度改定においては、向精神薬に限らず 6 剤以上の内服薬処方に対して 2 剤以上の減薬を評価する薬剤総合評価調整加算及び薬剤総合評価調整管理料が新設されたことから、2016 年度改定の影響を評価する際には本改訂が影響する可能性がある。ただし、3 剤以上の抗精神病薬又は 3 剤以上の抗うつ薬が処方された場
合に処方料等が減算となる規定が導入された 2016 年度改定後、減算対象となる剤
数が処方された患者割合は抗精神病薬及び抗うつ薬についてのみ顕著な減少が認められたことから、薬剤総合評価調整加算及び薬剤総合評価調整管理料の新設によ23

る影響は僅かなものと考えられた。2 つ目として、減算対象となる剤数が処方された患者割合のみを指標とした場合、診療報酬改定による集団レベルでの影響を評価することはできても、減算対象となる剤数が既に処方されていた患者において実際に減薬が行われたか等、個々の患者の減薬（剤数減少の処方変更）に関する影響を評価することはできていない。3 つ目として、診療報酬改定は非合理的な向精神薬
多剤処方の削減を目的としたものであるものの、本研究で定義した「減算対象とな
る剤数の処方」のそれぞれについて、合理的な処方と非合理的な処方とを厳密に区別することはできない。減算対象となる剤数を処方することを推奨する医学的エビ
デンスは確認できないものの、抗うつ薬及び抗精神病薬については、精神科の診療に係る経験を十分に有する医師が、やむを得ず投与を行う必要があると認められた場合は減算対象にならない等の除外規定がある。本研究で定義した「減算対象とな
る剤数の処方」には、こうしたやむを得ない処方も含まれる点に留意する必要がある。4 つ目として、一般化の可能性に限界がある。本研究で用いたデータベースは65 歳以上の患者が少なく、75 歳以上の患者が含まれない。また、被保険者が雇用労働者及びその家族であることを踏まえると、一般集団よりも健康な人、あるいは精神疾患を患っていても比較的軽度な患者が多い集団である可能性がある。5 つ目として、2018 年度改定後のデータ期間が限られており、2018 年度改定による長期的な影響について評価するためには更にデータ期間を用いた研究が必要と考えられた。6 つ目として、診療報酬上の処方剤数の制限は一回の処方に対して適用されるが、本研究では同日且つ同一施設からの処方を基に処方剤数集計していることか24

ら、減算を回避するために同日であっても意図的に複数回に分けて処方を行う事例と区別することはできない。また、意図的に別日に処方することで減算を回避する事例の存在についても本研究では確認できていない。7 つ目として、向精神薬の処
方剤数が減ることによる、治療の有用性への影響については確認できていない。向精神薬の剤数や投与量を減らすことが常に適切とは限らない 22)。また、非合理的な向精神薬の多剤処方を適正に中止するための更なるエビデンス（特に、いつ、どのように減らすかのエビデンス）の創出が望まれる。

3.5. 小括診療報酬請求データベースを用いて、2014 年度、2016 年度及び 2018 年度診療報
酬改定が減算対象となる剤数が処方された患者割合に及ぼす影響について検討した。その結果、2018 年度改定を含め、診療報酬改定により処方料等が新たに減算対象となる薬剤については、各診療報酬改定に減算対象となる剤数が処方された患者割合の減少効果が認められた。

25

4. 診療報酬改定による剤数減少が認められた患者割合への影響
4.1. 背景と目的
向精神薬を減薬することで、治療中の疾患の再発や離脱症候群を引き起こす場合がある 23~28)。また、臨床ガイドラインにおいて、既に多剤処方（特に長期間の多剤処方）が行われている患者に対していつ、どのように減薬すべきかまでは規定されていない 4~9, 29~31)。したがって、向精神薬の減薬は容易に実施できるものではない。
減算対象となる剤数が処方された患者割合は診療報酬改定後に減少していたものの、医師が減算対象となる向精神薬の多剤処方を新たに開始しなくなることによっても、集団レベルでは減算対象となる剤数が処方された患者割合が減少し得ること
から、実際に減薬が促進されていたかどうかを確認することには意義があると考えられる。そこで、減算対象となる剤数が処方された患者割合の減少が認められた診療報酬改定において、減算対象となる剤数から減算対象外の剤数に減少した患者割合を基に個々の患者レベルでの影響を検討した。

4.2. 方法
4.2.1. データソース
JMDC claims database を用いた。特定の個人を識別することができない状態でデータが提供されることから、本研究の実施にあたり、インフォームド・コンセント
は受けていない。本研究は明治薬科大学の倫理審査委員会による承認を得て実施した（承認番号：201901）。
26

4.2.2. 対象集団
向精神薬を（1）睡眠薬、（2）抗不安薬、（3）睡眠薬及び抗不安薬の合計（以下、「睡眠薬/抗不安薬」）、（4）抗精神病薬、及び（5）抗うつ薬の 5 つの薬剤グループに分類し、各薬剤グループに属する医薬品が 2013 年 4 月から 2018 年 9 月までの間に少なくとも一度処方された患者を含む 5 つの対象集団を設定した。本研究では、各薬剤グループ内の経時変化を評価する目的であることから、同一患者が異なる薬剤グループに属することは許容した。各薬剤グループに属する医薬品の範囲は診療報酬改定に伴い厚生労働省により定められた有効成分の一覧を基に設定しており、当該一覧を補足資料 1 に示す。ただし、持効性抗精神病薬注射剤を除く抗精神病薬
注射剤については、一時的に使用される医薬品であり、当該医薬品を含めることで減算対象となる医薬品を継続的に処方されている患者の割合を過大評価する可能性があることから、厚生労働省により定められた有効成分であったとしても集計から除外した。また、バルビツール酸系睡眠薬注射剤やベンゾジアゼピン系薬物の坐剤等、他の非経口の向精神薬についても、睡眠薬や抗不安薬として以外の目的で使用されることが多いことから集計から除外した。

4.2.3. アウトカム
アウトカムは、月ごとに算出される、減算対象となる剤数から減算対象外の剤数に減少した患者割合（%）（以下、「剤数減少が認められた患者割合」）とした。分母27

は「集計月の 4 カ月前から 1 カ月前までの期間に減算対象となる剤数が処方されており、且つ集計月に 1 剤以上処方された患者数」とし、分子はそのうち「集計月に処方された剤数が減算対象とならない範囲であった患者数」とした。ただし、剤数は同日且つ同一施設から処方された剤数を基に判断した。また、4 カ月前から 1 カ
月前までの期間に複数回の処方があった場合は集計月に最も近い月（処方剤数が 0
剤の月を除く）の処方剤数を、最も近い月内に複数回の処方があった場合は最も処
方剤数が多い日の処方剤数を基に判断した。
仮に、集計月の 4 カ月前から 1 カ月前までの期間に減算対象となる剤数が処方された患者のうち、同期間に減算対象となる剤数のうち最小の剤数（睡眠薬、抗不安薬、抗精神病薬、抗うつ薬：3 剤、睡眠薬/抗不安薬：4 剤）が処方された患者の占める割合が時期によって大きく異なる場合、アウトカムの経時変化を適切に評価できない。したがって、感度解析用のアウトカムとして、分母を「集計月の 4 カ月前
から 1 カ月前までの期間に減算対象となる剤数のうち最小の剤数が処方されており、且つ集計月に 1 剤以上処方された患者数」に変更し、分子はそのうち「集計月に処方された剤数が減算対象とならない範囲であった患者数」とした解析を行った。
分母及び分子への適格性を示した例を Fig. 4 に示す。この例では、主解析の場合、5 人の患者のうち、患者 A、B、C 及び D が分母に含まれ、そのうち患者 A、B 及び
D が分子に含まれる。このとき、集計月 X における剤数減少が認められた患者割合
は、4/5 = 0.8 より 80.0%となる。また、感度解析の場合、患者 A、B 及び C が分母に含まれ、そのうち患者 A 及び B が分子に含まれる。このとき、集計月 X におけ28

Fig. 4. 集計月 X 時点での主解析及び感度解析における分母・分子への適格性の例（3 剤以上で減算対象となる薬剤の場合）

る剤数減少が認められた患者割合は、2/3 = 0.667 より 66.7%となる。

4.2.4. 統計解析
時系列データに対して経時変化を特定及び記述する際に有用な解析方法である
Joinpoint 回帰分析により 32, 33)、剤数減少が認められた患者割合の経時変化について検討した。Joinpoint 回帰モデルは Fig. 5 のように、複数のセグメントに分かれる回
帰直線を変化点（Joinpoint）で結合させたものである。セグメント回帰分析と異なり予め介入点/変化点を定める必要がなく、モンテカルロ法を用いた並べ替え検定（Permutation test）により最も当てはまりのよいモデル（切片、joinpoint となる時点
及び各セグメントの傾き）が選択される。Joinpoint が特定された場合、特定された時点において時系列データの傾向に何らかの変化があることを示唆する。Fig. 5 の例では、時点 t1 と t2 が joinpoint として特定されており、この時点で傾向に変化があ29

Fig. 5. Joinpoint 回帰分析を用いた回帰直線図のイメージったことを示唆する。本研究では、減薬対象となる剤数が処方された患者割合が減
少した診療報酬改定（施行）時に、剤数減少が認められた患者割合の傾向に変化が認められるか確認した。Joinpoint の数は最大で 5、joinpoint 間は最小で 2 カ月を条件とした。全体の有意水準を 0.05 として joinpoint が特定された場合に有意な変化ありと判断した。
睡眠薬/抗不安薬の薬剤グループについては、剤数の減少が認められた向精神薬の種類に応じて睡眠薬のみ、抗不安薬のみ、睡眠薬及び抗不安薬の両方の 3 つのサブグループに分類し、剤数減少が認められた患者割合の記述解析を行った（Joinpoint
回帰分析は行わなかった）。
Joinpoint 回帰分析は、Joinpoint Regression Program のバージョン 4.8.0.1 を用いて行い、その他の解析は SAS ソフトウェアのバージョン 9.4 を用いて行った。

4.3. 結果30

剤数減少が認められた患者割合の経時推移を Fig. 6 に示す。また、joinpoint 回帰
分析により推定された各セグメントの傾きを Table 4 に示す。

Fig. 6. 剤数減少が認められた患者割合の経時推移（（a）：睡眠薬、抗不安薬、睡眠薬/抗不安薬、（b）：抗精神病薬、抗うつ薬）

31

Table 4. Joinpoint 回帰分析により推定された各セグメントの傾き
薬剤グループセグメント

時期傾きの推定値 (95%信頼区間)

睡眠薬

1
2
3

2013 年 4 月～2013 年 12 月
2014 年 1 月*～2014 年 9 月
2014 年 10 月*～2014 年 12 月

−0.0172 (−0.3774 to 0.343)
1.1305 (0.6999 to 1.5611)−1.979 (−5.9251 to 1.9671)

42015 年 1 月*～2018 年 9 月−0.0082 (−0.0413 to 0.0249)

抗不安薬

1
2

2013 年 4 月～2014 年 9 月
2014 年 10 月*～2018 年 9 月

0.3083 (0.1727 to 0.4439)−0.0193 (−0.0514 to 0.0128)

睡眠薬/抗不安薬

1

2013 年 4 月～2014 年 9 月

0.2372 (0.1339 to 0.3405)

2
32014 年 10 月*～2017 年 12 月
2018 年 1 月*～2018 年 3 月−0.1095 (−0.1432 to −0.0758)
4.7607 (1.5449 to 7.9765)

42018 年 4 月*～2018 年 9 月−2.4452 (−3.1643 to −1.7261)

抗精神病薬

1
2
3
4

2013 年 4 月～2015 年 12 月
2016 年 1 月*～2016 年 3 月
2016 年 4 月*～2016 年 11 月
2016 年 12 月*～2018 年 9 月

0.0016 (−0.028 to 0.0312)
2.5197 (0.2271 to 4.8123)−0.5502 (−0.8565 to −0.2439)
0.0615 (0.0031 to 0.1199)

抗うつ薬

1
2

2013 年 4 月～2015 年 12 月
2016 年 1 月*～2016 年 3 月−0.0249 (−0.0576 to 0.0078)
4.1527 (1.6278 to 6.6776)

3
42016 年 4 月*～2016 年 6 月
2016 年 7 月*～2018 年 9 月−3.3201 (−5.845 to −0.7952)−0.0689 (−0.1155 to −0.0223)* 特定された joinpoint32

睡眠薬については、2014 年 1 月、2014 年 10 月、2015 年 1 月が joinpoint として特定され、2014 年 10 月は診療報酬改定の時期と一致していた。2014 年 10 月の割
合は 24.4%に対し、他時点はすべて 19.1%（2016 年 4 月を除くと 16.0%）以下であった。
抗不安薬については、2014 年 10 月が joinpoint として特定され、診療報酬改定の時期と一致していた。2014 年 10 月の剤数減少が認められた患者割合は 30.4%に対し、他時点はすべて 16.7～25.5%の範囲内であった。
睡眠薬/抗不安薬については、2014 年 10 月、2018 年 1 月、2018 年 4 月が joinpointとして特定され、2018 年 4 月は診療報酬改定の時期と一致していた。2018 年 4 月の剤数減少が認められた患者割合は 36.3%であり、他時点はすべて 12.1～22.3%の範囲内であった。サブグループ解析の結果を Fig. 7 に示す。2018 年 4 月に剤数減少が認められた患者割合は、抗不安薬のみの減少が 23.1%で最も高く、次に睡眠薬のみの減少が 9.7%、睡眠薬及び抗不安薬両方の減少が 3.5%であった。2014 年 10 月の診療報酬改定施行時には睡眠薬のみの減少が最も多かったものの、2018 年度 4 月
ほどの差は認められなかった。

33

Fig. 7. 睡眠薬/抗不安薬において剤数減少が認められた患者割合の経時推移（剤数減少が認められた薬剤の種類別サブグループ解析の結果）

抗うつ薬については、2016 年 1 月、2016 年 4 月、2016 年 7 月が joinpoint として特定され、2016 年 4 月は診療報酬改定の時期と一致していた。2016 年 4 月の剤数減少が認められた患者割合は 25.0%に対し、他時点はすべて 7.3～16.3%の範囲内であった。
感度解析における剤数減少が認められた患者割合の経時推移を Fig. 8 に示す。すべての薬剤グループについて、感度解析における剤数減少が認められた患者割合は主解析と比べて平均的に高い値を示していたが、主解析と傾向は同じであった。

34

Fig. 8. 感度解析における剤数減少が認められた患者割合の経時推移（（a）：睡眠薬、
抗不安薬、睡眠薬/抗不安薬、（b）：抗精神病薬、抗うつ薬）

4.4. 考察本研究では、向精神薬が処方された患者を一定期間追跡することにより、診療報
酬改定の影響について個別の患者における減薬（処方剤数の減少）状況の観点から検討した。減算対象となる剤数が処方された患者割合の減少が認められた診療報酬35

改定の施行時に、剤数減少が認められた患者割合は増加していたことから、診療報
酬改定時に、実際に剤数減少の処方変更が促進されていたことが確認できた。診療報酬改定の施行月に剤数減少の処方変更が一時的に急上昇していたことを踏まえると、これまで漫然と多剤処方が行われており減薬の余地があった患者に対しては診療報酬改定の施行時期に合わせて一斉に剤数減少の処方変更が行われた可能性が考えられた。また、本研究において、剤数減少の処方変更が行われた後の処方状況について直接的な確認を行っていない点には留意する必要があるものの、3 項の減算対象となる剤数が処方された患者割合への影響に関する検討において、減算対象となる剤数が処方された患者割合は診療報酬改定の施行時に減少した後に再び増加する傾向は認められなかったことを踏まえると、剤数減少の処方変更が行われた多くの患者において再び剤数が増えた可能性は低いと考えられた。
剤数の減少が認められた向精神薬の種類に応じた睡眠薬/抗不安薬に関するサブグループ解析において、2018 年 4 月には睡眠薬のみの減少と比べて抗不安薬のみの減少が著しく多かったことから減薬を試みる薬剤の種類に優先順位があると考えられた。抗不安薬の減少が優先された理由は明らかではないものの、抗不安薬が用いられる主な疾患の一つである不安障害に対しては、選択的セロトニン再取り込み阻害薬が第一選択とされており 34)、ベンゾジアゼピン系抗不安薬は選択的セロトニ
ン再取り込み阻害薬の効果が得られるまでの急性期の不安症状に対して一時的に使用される等、精神科専門医以外の医師も含めて多剤処方に頼らない治療戦略を比較的実践しやすい可能性が考えられた。今後、具体的にどのような薬剤が減薬され36

たのかを検討する必要がある。なお、減薬対象とされた具体的な薬剤以外にも、減薬が実施された医療機関及び患者の特徴並びに減薬後の転帰等、詳細な実施状況については本研究において確認していないものの、適切な減薬方法を検討するための仮説の生成に有用な情報と考えられるため、今後検討する必要がある。これらの検討においても、本研究で用いた時系列デザインにより検討可能と考えられるが、減薬後の転帰等、より長期的な追跡が必要な内容についてはコホートデザインでの検討が適切と考えられる。
本研究には、3 項の減算対象となる剤数が処方された患者割合への影響に関する検討と同様の限界があることに留意する必要がある。また、追加の限界点として、
本研究で定義した薬剤数の減少は、実際に減薬が行われたケースと、薬剤の切替えのケースを正確に区別することができない。したがって、剤数の減少が認められた患者の割合（絶対値）は実際に減少があった割合を過大評価している可能性がある。
しかしながら、本研究では、時系列データを基にした相対的な変化を踏まえて評価することを目的していることから、本研究の評価上において大きな問題はないと考える。

4.5. 小括
減算対象となる剤数が処方された患者割合の減少が認められた診療報酬改定と薬剤の組合せについて、診療報酬改定が個々の患者における減量（剤数減少の処方変更）に及ぼす影響について検討した。その結果、減算対象となる剤数が処方37

された患者割合の減少が認められた診療報酬改定時に、実際に剤数減少の処方変更が促進されていたことが確認できた。

38

5. 総括
本研究において、2018 年度改定には、4 剤以上の睡眠薬/抗不安薬が処方された患者の割合を減少させる効果があったことを示した。また、睡眠薬の 3 剤以上の処
方削減及び抗不安薬の 3 剤以上の処方削減を期待した 2014 年度改定施行時には、睡眠薬、抗不安薬がそれぞれ 2 剤以下となる処方変更が増加していたこと、並びに、睡眠薬/抗不安薬の 4 剤以上の処方削減を期待した 2018 年度改定時にも睡眠薬/抗不安薬が 3 剤以下となる処方変更が増加していたことから、診療報酬改定の効果として個々の患者においても実際に剤数減少のための処方変更が促進されていたことが明らかとなった。本研究は、向精神薬の非合理的な多剤処方の削減を目的とした施策の効果を検討したエビデンスの一つとして活用されること、あるいは、施策
効果について確認する方法を示した研究の一つとして活用されることが期待される。
向精神薬の非合理的な多剤処方を削減し、向精神薬の適正使用を推進するにあたり、今後明らかにすべき 2 つの観点が挙げられる。一点目は、より包括的に診療報
酬改定の影響を評価することを目的とした研究である。米国では 2006 年 1 月に、高齢者が加入する公的医療保険であるメディケアのうち、任意加入の保険であり、特定の薬剤の処方薬の費用を保障するメディケア・パート D において、ベンゾジア
ゼピン受容体作動薬を保険給付の対象外とする処方抑制施策が導入された。しかしながら、ナーシングホームへの新規入所患者における大腿骨頸部骨折の年間発生率
が施策導入前の 2005 年時点では 6.4%であったのに対し、施策導入後の 2006 年に39

は 12.4%に増加したとの報告がある 35)。当該報告において増加した原因の一つとして、ベンゾジアゼピン受容体作動薬の処方削減により、代替として骨折のリスクが既知の他の抗不安薬が処方される等、骨折のリスクに影響する薬剤の処方状況が広く変化した可能性が挙げられている。また、施策導入前の 2005 年と比べて施策導入後の 2007 年には、ベンゾジアゼピン受容体作動薬の処方が減少した一方で、保険給付対象の抗うつ薬及び抗不安薬の処方割合並びに年間薬剤料の総額が増加したとの報告もある 36)。こうした事例を踏まえると、薬剤数の減少に伴い、例えば、認知行動療法や心理社会的療法等の非薬物療法の実施件数は増加しているか、各薬剤グループ内の異なる成分の 1 日投与量を合算した 1 日投与総量は減少しているか、有害事象は増加していないか、医療費は増加していないか等、他の影響も含めて包括的に評価することは有用と考えられる。二点目は多剤処方が行われていた場
合の減薬方法等、向精神薬の適正使用を実践するために必要なエビデンス創出を目的とした研究である。例えば、統合失調症患者における抗精神病薬の減薬について
は、「抗精神病薬の多剤大量投与の安全で効果的な是正に関する臨床研究」より、SCAP（safety correction of high-dose antipsychotic polypharmacy）法による減量プロトコールが提案されているが 37)、SCAP 法のような具体的な減薬方法を示した臨床ガイドラインは限られており、減薬を実践する上での課題の一つとなっている。臨床ガイドラインに寄与するエビデンスを創出するにあたり、エビデンスレベルの観点からはランダム化比較試験が望ましいものの、容易に実施できるものではないこと
から、観察研究等の代替手段もエビデンスの蓄積には有用と考えられる。例えば、
40

医療情報データベース等を用いた観察研究により、向精神薬の減薬が行われた患者において、具体的な減薬対象とされやすい薬剤や減薬後の転帰等について実態を把握することは、より適切な減薬方法を検討するための仮説の生成につながる可能性が考えられる。診療報酬改定による処方行動の誘導は、非合理的な向精神薬の多剤処方を削減し、向精神薬の適正使用を推進するための手段の一つに過ぎない。真に向精神薬の適正使用を推進するためには、向精神薬の適正使用を実践するために必要なエビデンス創出も含めた更なる研究が望まれる。

41

6. 謝辞本研究の遂行にあたり終始熱心なご指導、ご鞭撻を賜りました明治薬科大学公衆衛生・疫学研究室 赤沢学教授に厚く御礼申し上げ、謹んで感謝いたします。
本論文を作成するにあたり貴重なご意見ご指導を頂きました主査の明治薬科大
学薬剤情報解析学研究室 大野恵子教授、副査の明治薬科大学薬理学研究室 野澤玲子准教授、明治薬科大学循環薬理学研究室 三田充男教授に深く感謝いたします。
本研究の遂行に様々な形でご支援・ご協力を頂きました、明治薬科大学公衆衛生・疫学研究室の皆様に深く感謝申し上げます。
最後に、大学院への進学を応援していただき、終始ご支援くださいました家族に心より感謝いたします。

42

7. 参考文献
1) National Association of State Mental Health Program Directors (NASMHPD) Medical
Directors Council and State Medicaid Directors. “Technical report on psychiatricpolypharmacy.”: <https://www.nasmhpd.org/sites/default/files/Polypharmacy.pdf>,
cited 5 January, 2023.
2) Kukreja S., Kalra G., Shah N., Shrivastava A., Polypharmacy in psychiatry: a review.
Mens. Sana. Monogr., 11, 82-99 (2013).
3) Kingsbury S. J., Yi D., Simpson G. M., Rational and Irrational Polypharmacy.
Psychiatr. Serv., 52, 1033-1036 (2001).
4) 日本うつ病学会. “日本うつ病学会治療ガイドライン II.うつ病（DSV-5）/大うつ病性障害 2016.”:<https://www.secretariat.ne.jp/jsmd/iinkai/katsudou/data/20190724-02.pdf>, cited 5
January, 2023.
5) 日本神経精神薬理学会, 日本臨床精神神経薬理学会. “統合失調症薬物治療ガイ
ドライン 2022.”: <https://www.jsnp-org.jp/csrinfo/img/togo_guideline2022.pdf>,
cited 5 January, 2023.
6) National Institute for Health and Care Excellence. “Psychosis and schizophrenia in
adults: prevention and management.”: <https://www.nice.org.uk/guidance/cg178.>,cited 5 January, 2023.
7) National Institute for Health and Care Excellence. “Depression in adults: recognition
43

and management.”: <https://www.nice.org.uk/guidance/cg90.>, cited 5 January, 2023.
8) The American Psychiatric Association. “Practice guidelines for the treatment patientswith schizophrenia third edition.”:<https://psychiatryonline.org/doi/pdf/10.1176/appi.books.9780890424841.>, cited 5
January, 2023.
9) The American Psychiatric Association. “Practice Guidelines for the Treatment Patientswith Major Depressive Disorder Third Edition.”:<https://psychiatryonline.org/pb/assets/raw/sitewide/practice_guidelines/guidelines/md
d.pdf.>, cited 5 January, 2023.
10) Hasan A., Falkai P., Wobrock T., Lieberman J., Glenthoj B., Gattaz W. F., Thibaut F.,
Möller H. J., the Wfsbp Task Force on Treatment Guidelines for Schizophrenia, World
Federation of Societies of Biological Psychiatry (WFSBP) guidelines for biologicaltreatment of schizophrenia, part 1: update 2012 on the acute treatment of schizophrenia
and the management of treatment resistance. World J. Biol. Psychiatry, 13, 318-378(2012).
11) Bauer M., Pfennig A., Severus E., Whybrow P. C., Angst J., Möller H. J., on behalf of
the Task Force on Unipolar Depressive Disorders, World Federation of Societies of
Biological Psychiatry (WFSBP) guidelines for biological treatment of unipolar
depressive disorders, part 1: update 2013 on the acute and continuation treatment of
unipolar depressive disorders. World J. Biol. Psychiatry, 14, 334-385 (2013).
4412) Medicines Management Programme. “Guidance on appropriate prescribing ofbenzodiazepines and z-drugs (BZRA) in the treatment of anxiety and insomnia.”:<https://www.hse.ie/eng/about/who/cspd/ncps/medicines-management/bzra-foranxiety-insomnia/guidance-on-appropriate-prescribing-of-bzra-feb-2021.pdf>, cited 5
January, 2023.
13) Michael S., Treatment of Benzodiazepine Dependence. N. Engl. J. Med., 376, 11471157 (2017).
14) 三島和夫, 向精神薬の多剤併用と長期処方に関する診療報酬改定の概要とそれに至って要因. 精神医学, 62, 365-375 (2020).
15) 奥村泰之, 稲田健, 松本俊彦, 清水沙友里, 診療報酬改定による抗不安・睡眠薬の高用量・多剤処方の変化. 臨床精神薬理, 18, 1173-1188 (2015).
16) Hirano Y., Ii Y., Changes in prescription of psychotropic drugs after introduction ofpolypharmacy reduction policy in Japan. Clin. Drug Investig., 39, 1077-1092 (2019).
17) Penfold R. B., Zhang F., Use of interrupted time series analysis in evaluating healthcare quality improvements. Acad. Pediatr., 13, S38-44 (2013).
18) Wagner A. K., Soumerai S. B., Zhang F., Ross-Degnan D., Segmented regression
analysis of interrupted time series studies in medication use research. J. Clin.
Pharm.Ther., 27, 299-309 (2002).
19) Schaffer A. L., Dobbins T. A., Pearson S. A., Interrupted time series analysis using
autoregressive integrated moving average (ARIMA) models: a guide for evaluating45

large-scale health interventions. BMC Med. Res. Methodol., 21, 58 (2021).
20) Li L., Cuerden M. S., Liu B., Shariff S., Jain A. K., Mazumdar M., Three Statistical
Approaches for Assessment of Intervention Effects: A Primer for Practitioners. Risk
Manag. Healthc. Policy, 14, 757-770 (2021).
21) Kimura S., Sato T., Ikeda S., Noda M., Nakayama T., Development of a database ofhealth insurance claims: standardization of disease classifications and anonymousrecord linkage. J. Epidemiol., 20, 413-419 (2010).
22) Matsui K., Tokumasu T., Takekita Y., Inada K., Kanazawa T., Kishimoto T., Takasu S.,
Tani H., Tarutani S., Hashimoto N., Yamada H., Yamanouchi Y., Takeuchi H.,
Switching to antipsychotic monotherapy vs. staying on antipsychotic polypharmacy inschizophrenia: a systematic review and meta-analysis. Schizophr. Res., 209, 50-57(2019).
23) Fontaine R., Chouinard G., Annable L., Rebound anxiety in anxious patients after
abrupt withdrawal of benzodiazepine treatment. Am. J. Psychiatry, 141, 848-852(1984).
24) Essock S. M., Schooler N. R., Scott Stroup T. S., McEvoy J. P., Rojas I., Jackson C.,
Covell N. H., the Schizophrenia Trial Network, Effectiveness of switching fromantipsychotic polypharmacy to monotherapy. Am. J. Psychiatry, 168, 702-708 (2011).
25) Batelaan N. M., Bosman R. C., Muntingh A., Scholten W. D., Huijbregts K. M.,
Balkom A. J. L. M., Risk of relapse after antidepressant discontinuation in anxiety
46

disorders, obsessive-compulsive disorder, and post-traumatic stress disorder:
systematic review and meta-analysis of relapse prevention trials. BMJ, 358, j3927(2017).
26) Ostrow L., Jessell L., Hurd M., Darrow S. M. Cohen D., Discontinuing psychiatric
medications: a survey of long-term users. Psychiatr. Serv., 68, 1232-1238 (2017).
27) Tondo L., Baldessarini R. J., Discontinuing psychotropic drug treatment. BJPsych.
Open, 6, e24 (2020).
28) Cosci F., Chouinard G., Acute and persistent withdrawal syndromes following
discontinuation of psychotropic medications. Psychother. Psychosom., 89, 283-306(2020).
29) Shimomura Y., Kikuchi Y., Suzuki T., Uchida H., Mimura M., Takeuchi H.,
Antipsychotic treatment in the maintenance phase of schizophrenia: an updated
systematic review of the guidelines and algorithms. Schizophr. Res., 215, 8-16 (2020).
30) Bauer M., Severus E., Köhler S., Whybrow P. C., Angst J., Möller H. J., on behalf of
the Wfsbp Task Force on Treatment Guidelines for Unipolar Depressive Disorders,World Federation of Societies of Biological Psychiatry (WFSBP) guidelines forbiological treatment of unipolar depressive disorders. part 2: maintenance treatment ofmajor depressive disorder-update 2015. World J. Biol. Psychiatry, 16, 76-95 (2015).
31) Hasan A., Falkai P., Wobrock T., Lieberman J., Glenthoj B., Gattaz W. F., Thibaut F.,
Möller H. J., WFSBP Task Force on Treatment Guidelines for Schizophrenia, World47

Federation of Societies of Biological Psychiatry (WFSBP) guidelines for biologicaltreatment of schizophrenia, part 2: update 2012 on the long-term treatment ofschizophrenia and management of antipsychotic-induced side effects. World J. Biol.
Psychiatry, 14, 2-44 (2012).
32) Kim H. J., Fay M. P., Feuer E. J., Midthune D. N., Permutation tests for joinpoint
regression with applications to cancer rates. Stat. Med., 19, 335–351 (2000).
33) National Cancer Institute. “Joinpoint Trend Analysis Software.”:<https://surveillance.cancer.gov/joinpoint/>, cited 5 January, 2023.
34) National Institute for Health and Care Excellence. “Generalised anxiety disorder andpanic disorder in adults: management.”: <https://www.nice.org.uk/guidance/cg113.>,cited 5 January, 2023.
35) Briesacher B. A., Soumerai S. B., Field T. S., Fouayzi H., Gurwitz J. H., Medicare partD's exclusion of benzodiazepines and fracture risk in nursing homes. Arch. Intern.
Med., 170; 693-698 (2010).
36) Ong M. K., Zhang L., Xu H., Azocar F., Ettner S. L., Medicare Part D benzodiazepine
exclusion and use of psychotropic medication by patients with new anxiety disorders.
Psychiatr. Serv., 63; 637-642 (2012).
37) Sukegawa T., Inagaki A., Yamanouchi Y., Inada T., Yoshio T., Yoshimura R., Iwata N.,
Study protocol: safety correction of high dose antipsychotic polypharmacy in Japan.
BMC Psychiatry, 14; 103 (2014).
48

補足資料
補足資料 1. 向精神薬の一覧
薬剤グループ

一般名

睡眠薬

ブロモバレリル尿素
抱水クロラール
エスタゾラムフルラゼパム塩酸塩
ニトラゼパムニメタゼパムハロキサゾラム
トリアゾラムフルニトラゼパム
ブロチゾラムロルメタゼパム
クアゼパム
アモバルビタールバルビタール
フェノバルビタール
フェノバルビタールナトリウム
ペントバルビタールカルシウム
トリクロホスナトリウムクロルプロマジン塩酸塩、プロメタジン塩酸塩、フェノバルビタール合剤
リルマザホン塩酸塩水和物
ゾピクロン
ゾルピデム酒石酸塩
エスゾピクロン
ラメルテオン
スボレキサント

抗不安薬

オキサゾラムクロキサゾラム
クロラゼプ酸二カリウム
ジアゼパム
フルジアゼパム
ブロマゼパム
メダゼパム
ロラゼパム
アルプラゾラム
フルタゾラム49

メキサゾラム
トフィソパムフルトプラゼパム
クロルジアゼポキシド
ロフラゼプ酸エチル
タンドスピロンクエン酸塩
ヒドロキシジン塩酸塩
クロチアゼパムヒドロキシジンパモ酸塩
エチゾラム
ガンマオリザノール
抗精神病薬

クロルプロマジン塩酸塩
クロルプロマジンフェノールフタリン酸塩
ペルフェナジンフェンジゾ酸塩
ペルフェナジン
ペルフェナジンマレイン酸塩
プロペリシアジン
トリフロペラジンマレイン酸塩
フルフェナジンマレイン酸塩
プロクロルペラジンマレイン酸塩
レボメプロマジンマレイン酸塩
ピパンペロン塩酸塩
オキシペルチン
スピペロン
スルピリド
ハロペリドール
ピモジド
ゾテピン
チミペロン
ブロムペリドール
カルピプラミン塩酸塩水和物
クロカプラミン塩酸塩水和物
カルピプラミンマレイン酸塩
スルトプリド塩酸塩
モサプラミン塩酸塩
ネモナプリドモペロン塩酸塩
レセルピン
50

ハロペリドールデカン酸エステル
フルフェナジンデカン酸エステル
リスペリドン
クエチアピンフマル酸塩
ペロスピロン塩酸塩水和物（ペロスピロン塩酸塩）
オランザピン
アリピプラゾール（アリピプラゾール水和物）
ブロナンセリン
クロザピン
パリペリドン
パリペリドンパルミチン酸エステル
アセナピンマレイン酸塩
抗うつ薬

クロミプラミン塩酸塩
ロフェプラミン塩酸塩
トリミプラミンマレイン酸塩
イミプラミン塩酸塩
アモキサピン
アミトリプチリン塩酸塩
ノルトリプチリン塩酸塩
マプロチリン塩酸塩
ペモリン
ドスレピン塩酸塩
ミアンセリン塩酸塩
セチプチリンマレイン酸塩
トラゾドン塩酸塩
フルボキサミンマレイン酸塩
ミルナシプラン塩酸塩
パロキセチン塩酸塩水和物
セルトラリン塩酸塩
ミルタザピンデュロキセチン塩酸塩
エスシタロプラムシュウ酸塩
ベンラファキシン塩酸塩

51