地域理学療法学
⽬

第 2 巻

次

講座
施設入所高齢者に対して運動療法は推奨されるか････････････････････････････････････････････････････････････岡前 暁生・ 1
研究論文（原著）
新型コロナウイルス感染症対策の期間におけるフレイルの経時変化の要因は何か････････････････････････････････････････････････････････篠原 智行・他・ 9
安価な簡易的徒手筋力計を用いた膝伸展筋力における再現性の高い測定条件：一般
化可能性理論を用いた検者間・検者内信頼性及び絶対信頼性の検討････････････････････････････････････････････････････････杉田翔・他・21

ADL 障害を有する地域在住高齢者における通所リハビリテーション開始時の運動機
能と入院および死亡イベントとの関連････････････････････････････････････････････････････････平井 智也・他・31
地域理学療法におけるアウトカム評価指標の使用状況と必要条件および障壁-日本地域理学療法学会会員を対象とした web アンケート調査････････････････････････････････････････････････････････尾川 達也・他・39
地域在住の要支援・要介護高齢者における生活空間での移動性の広狭を判別する修正版 5 回椅子立ち座りテストと片脚立位時間のカットオフ値の検証････････････････････････････････････････････････････････五十嵐達也・他・52

講座

地域理学療法学

Vol. 2

pp. 1-8 （2023）

施設入所高齢者に対して運動療法は推奨されるか
岡前

暁生*

Is therapeutic exercise recommended among older residents inlong-term care facilities?
Akio OKAMAE*
キーワード：理学療法ガイドライン，地域理学療法，施設，高齢者，運動療法の経過とともに身体機能が低下し，ADL を悪化させはじめにることが指摘されている
1)

7,8)

．そのため，運動療法は

地域理学療法学第 1 巻 において地域理学療法ガイ

施設入所高齢者の機能低下予防に対する重要な介入法

ドラインを中心に「理学療法ガイドライン第 2 版」

2)であり，その効果を明らかにすることは重要な臨床課について概説されている．今回は，地域理学療法ガイ

題であると考えられる．

ドラインの 6 つのクリニカルクエスチョン（Clinical
2． CQ の構成要素

Question; CQ）のうち，CQ4「施設入所高齢者に対して運動療法は推奨されるか」について解説する．また，PICO と呼ばれる形式で抽出された CQ の構成要素

CQ4 のアウトカムのうち，日常生活動作（Activities

を表 1 に示す．PICO の P（Patients, Population）は対of Daily Living; ADL）および Mini-Mental State Exam-

象のことであり，I（Inter ventions）は比較検討したい

ination（MMSE）についてメタアナリシスによるサブ

介入で CQ4 では運動療法である．音楽療法や園芸療解析を行ったので，その結果についても報告する．

法など，運動療法以外の療法プログラム，もしくはレⅠ

クリエーションを行っているものは除外された．C

CQ4 の概要（Comparisons, Controls）は I と比較検討したい対照の1． CQ4 の背景ことであり，CQ4 では非介入あるいは通常ケアである．O（Outcomes）は介入を行った結果として起こり

施設入所高齢者の多くは，虚弱で ADL の制限や認知障害があり3-5)

2,9)

得るアウトカム事象のことである，地域在住高齢者と比較して，身体．

機能や生活の質（Quality of Life; QOL）が低下してい6)

3． エビデンスの評価る可能性がある ．また，施設入所高齢者は活動性が2)

低く，日中の活動的な時間帯であっても，何もしない

アウトカムのエビデンスの強さは ，筋力の指標でで座位や臥位で過ごす時間が長く，さらに廃用によるある膝伸展筋力は「非常に弱い」，握力および立ち上

機能低下が進行する可能性がある．先行研究においてがりテストでは「弱い」，バランス能力の指標である

も介護施設では適切な運動プログラムがないと，時間

片脚立位，Berg Balance Scale（BBS）も「弱い」であった．歩行能力の指標である最大歩行速度，Timed Up& Go Test（TUG）は「弱い」，通常歩行速度， 6 分間

兵庫医科大学ささやま医療センターリハビリテーション室（Depar tment of Rehabilitation, Hyogo College of Medicine
Sasayama Medical Center）* 責任著者連絡先：兵庫医科大学ささやま医療センターリハビ
リテーション室〒669-2321 兵庫県丹波篠山市黒岡 5 番地
TEL：079-552-7381，FAX：079-552-7372
E-mail：okamae@hyo-med.ac.jp
doi: 10.57351/jjccpt.JJCCPT22017

歩行距離（6 Minute Walk Distance; 6MWD）は「非常に弱い」であった．また，ADL の指標である Functional independence measure（FIM）は「弱い」，Barthel index（BI）は「非常に弱い」であり，身体活動量は「弱い」であった．精神心理機能の評価指標である
Geriatric Depression Scale（GDS），MMSE はいずれ

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the terms of the Creative Commons Attribution license（https://creativecommons.org/licenses/by/4.0/）.

1

地域理学療法学表1Vol. 2 （2023）

CQ の構成要素

構成要素
P（Patients, Population）

60歳以上の施設入所高齢者

I（Interventions）

運動療法介入（筋力強化運動，バランス練習，歩行・ADL 練習，有酸素運動）

C（Comparisons, Controls） 非介入あるいは通常ケア
筋力（膝伸展筋力，握力，立ち上がりテスト）
バランス能力（片脚立位，BBS）
O（Outcomes）

歩行能力（通常・最大歩行速度，TUG，6MWD）
日常生活活動能力（BI, FIM）
身体活動量
精神心理機能（GDS, MMSE）

BBS: Berg Balance Scale, TUG: Timed Up and Go, 6MWD: 6 Minute Walk Distance, BI: Barthel Index, FIM:
Functional Independence Measure, GDS: Geriatric Depression Scale, MMSE: Mini-Mental State Examination

も「非常に弱い」であった．以上の結果から全体的なⅡ

エビデンスの強さは「弱い」とされた．
9)

運動療法の効果

1． ADL に対する効果

エビデンス評価は ，論文で報告されている結果が，その方法論によって偏っていないかを評価する．具体

アウトカムに FIM を採用していた論文 4 編と BI を的には，ランダム割付されているか，介入が介入者や採用していた論文 5 編で，それぞれメタアナリシスが被介入者に盲検化されているか，アウトカム測定者が行われた結果，両方のアウトカムで施設入所高齢者へ盲検化されているかなどのバイアスが評価される．まの運動療法の有意な望ましい効果が認められた （図た，異質性が高いことやサンプル数が少ない，CQ で1 ）．それぞれ効果量は小さいものの，施設に入所し設定した PICO と選択された研究の PICO との差異，ている高齢者の ADL は，長期的には低下する傾向が研究が選択的に出版されることにより有益もしくは有あるため害な効果を系統的に過小もしくは過大評価してしまう点から考慮すると意義のある結果であると考えられる．

出版バイアスなどが評価される．これらの項目でグ

ADL と MMSE をアウトカムにした採用論文の特徴

レードダウンに該当する事項があると，その数に応じを表 2 に示す．採用された研究の中では，次に示す 2てエビデンスの強さが低下する．今回，全てのアウトつの研究で有意な改善が認められた．Sahin ら

カムにバイアスリスクなど複数のグレードダウンに該

認知機能の低下がない高齢者に対し 1 Repetition Max-

当する事項があり，エビデンスの強さが「弱い」やimum（RM）の 40％と 70％の 強 度 の ス ト レ ン グ ス ト「非常に弱い」という結果になっている．

レーニングやバランストレーニングを40分，週 3 回，

2)

10,11)

8 週間行った．Venturelli ら
4． 益と害のバランス評価

12)，改善は小さくなる傾向があり ，その

14)

13)

は，

は，アルツハイマー病の高齢者に対し，ウォーキングを最低30分，週 4 回，作成した検索式を用いて各データベースから論文を24週間行った．どちらの介入も理学療法士による監修

検 索 し，最 終 的 に 抽 出 さ れ た ラ ン ダ ム 化 比 較 試 験などの関わりがあったが，運動強度が高い介入も含ま（Randomized Controlled Trial; RCT）論文で，アウトれているため，安全に実施するには適用する対象者をカムごとにシステマティックレビューとメタアナリシ選ぶ必要がある．

スが行われた．その結果，施設入所高齢者に対する運

機能改善を目的とした集団での介入は，機能的能力

動療法の望ましい効果として，ADL において有意なに応じて対象集団と介入を絞り込む必要があり ，今

15)

16)

効果が認められている．筋力，バランス能力，歩行能

後新しい介入方法の開発が望まれる ．また，ADL

力，身体活動量，精神心理機能には有意な効果は認めに関しては，個々の入所者によって機能状態が異なるられなかった．一方，有害事象について調査している

ことから，集団で画一的な介入を行っても改善するこ

研究はみられず，施設入所高齢者にとって ADL 向上とは難しく，専門家による評価を通じて，個々の能力の効果の意義は非常に大きいため，望ましい効果（益）に合わせ個別に調整された介入が必要である可能性が2)が望ましくない効果（害）を上回る可能性が高い ．

ある．
2施設入所高齢者に対して運動療法は推奨されるか

FIM

BI

360

図 1 ADL のフォレストプロット
図 1. ADL のフォレストプロット

BI: Barthel index, FIM: Functional independence measure

BI: Barthel index, FIM: Functional independence measure
17)

は，ADL トレーニングとして理学療

3 ）．既に一部の施設では施設基準の算定要件として法士・作業療法士による教育を受けた看護師が，日々週 3 回以上の介入が必要とされているが，今回の結果のセルフケアと活動を可能な限り独立して行えるようからそのエビデンスが示された ．

Henskens ら20)

365一日を通して促す介入を行った．その結果，ADL ト

国内の状況をみると，理学療法士が多く所属する介レーニング群はコントロール群と比べ歩行能力，持久

護老人保健施設では，医療機関からの入所が51.2％で力，抑うつに対し有益な効果が認められた．さらに，平均入所日数が300日，在宅への退所が33％であり ，ADL トレーニングと運動を組み合わせたトレーニン

今回のガイドラインの CQ4 の対象者と比べ，機能的グ群では，ADL トレーニングのみや運動トレーニン変化が生じやすい状態であると考えられる．全国老人グのみの群と比べ抑うつ症状と興奮，またコントロー

保健施設協会の報告書

ル群と比べ持久力に有益な効果が認められた．アウトション病棟から入所した場合，自宅等へ退所した入所

21)

370カムに ADL が含まれていないため，ADL に対する効22)

では，回復期リハビリテー

者は退所までの間に FIM 運動項目が平均6.0点改善し果は明らかでないが，定期的な運動トレーニングに加ていたが，継続して入所している入所者は平均0.2点

え日々の生活の中で活動を促すことが，身体機能や精の改善に留まっている．他の施設の状況は明らかでは

神心理機能に対し最も効果的である可能性が示唆されないが，介護老人保健施設では病院からの入所者が多ている．

いことから回復期段階の入所者も含まれ，短期間で機介入の頻度に関しては，週 3 回以上の介入を推奨し能変化が生じやすく，大きな機能向上が得られる入所ているシステマティックレビューはあるものの，メタ者も一定数存在する．一方で，医療の必要度が高く，アナリシスは行われておらず，アウトカムも ADL に機能が悪化する入所者も存在することから，臨床場面

375

18)

フォーカスされたものではない ．また，国際老年医

では各入所者の特徴に合わせた介入方法を選択するこ学協会とグローバル・エイジング・リサーチネットとが重要となる．

ワークなどによるタスクフォースレポートでは週 2 回
19)

2． 歩行能力・バランス能力に対する効果

以上の介入が推奨されており ，介入頻度については

2)

理学療法ガイドライン第 2 版では ，歩行能力・バ一定した見解は得られていない．今回，介入頻度に関して，ガイドラインに採用された論文の中から，アウ

ランス能力ともに有意な効果は認められなかった．

トカムに FIM と BI，Katz ADL Scale が用いられた研

先行研究のレビュー

12)

においても介入群と対照群

究を統合してサブ解析を行った結果，週 3 回以上の介で歩行速度，TUG ともに有意な効果は認められてい入が ADL に対して有意な改善効果が認められた（表ないが，歩行速度の効果推定値（ベースライン速度の143ナーシングホーム

ナーシングホーム

施設

Machacova K, 2017

Makita M, 2006

Sahin, 2018

ナーシングホーム

Frändin K, 2016

ナーシングホーム

高齢者介護施設

Dorner T, 2007

Grönstedt H, 2013

施設

研究

4

週 3 回（ 1 回50分），
10週間

平 均 93 分 ／ 週，10－
13週間

3 ヶ月間

週 1 回（ 1 回60分），
3 ヶ月間

週 3 回， 3 ヶ月間

週 3 回（ 1 回40分），
8 週間

介入群：弾性抵抗バンドでの筋力
トレーニング，エクササイズボー
ル・バランスディスク・ブロックを用いたバランストレーニング
スポーツ科学者による集団介入
対照群：記載なし
介入群：参加者と設定した目標に基づいて個別に調整された身体活
動と日常生活活動
理学療法士と作業療法士による個別介入
対照群：通常ケアと治療
介入群：参加者と設定した目標に基づいて個別に調整された身体活
動と日常生活活動
理学療法士と作業療法士による個別介入
対照群：通常ケアと治療
介入群：社交ダンスの組み合わせを含む運動プログラム
ダンスインストラクターによる集団介入
対照群：通常の活動
介入群：関節可動域運動，筋力運動，バランス運動，歩行運動
看護師，介護福祉士による介入
対照群：記載なし
介入群：上下肢の筋力運動，低強度群は 1RM の40％，高強度群は
1RM の70％の運動強度
理学療法士の介入
対照群：通常の日課

骨粗鬆症，認知症，うつ，脳卒中，
冠動脈疾患，MMSE 平均21点，5m 以上歩行可能．平均入所期間：
1.4±1.4年（ 1 日～8.3年）
診断数：平均 3 （介入群）
MMSE：中央値（範囲）19点（029），75％が 歩 行 可 能，60％が 椅子からの立ち上がり自立，少なくとも一つの ADL に毎日介助が必要，
平均入所期間：25.0ヶ月（介入群）
診 断 数：平 均 3 （介 入 群），
MMSE：中央値（最小－最大）19点（0-30）
3/4 が介助の有無に関わらず歩行可能，60％が椅子からの立ち上がり自立，入所期間： 2 年以上

女性，平均入所期間：1,256日

フレイル
MMSE ≧24点

MMSE：24±5点

介入頻度と期間

介入内容，方法

ADL と MMSE のメタアナリシスに採用された研究の特徴

対象者，疾患表2

低強度群，高強度群ともに筋力，
ADL，IADL，SPPB，抑うつ，倦
怠感，QOL で有意な向上が認められた．また，ADL 以外のアウ
トカムでは対照群で有意な低下があり，両群で有意な差が認められた．

ADL は有意な改善は認められなかった．関節可動域は有意な向上が認められた．

ADL は有意な改善は認められなかった．歩行能力と IADL は介入群では有意な向上はなかったが，対照群では有意に低下しており，両群間に有意な差が認められた．

ADL やバランス，機能的モビリ
ティは介入群では維持していたが，対照群では低下していた．身体活
動や歩行・車椅子最大速度は介入群で有意な改善が認められた．握力や自己効力感は有意な改善は認められなかった．

ADL に有意な向上は認められなかった．バランスや認知機能，下肢筋力，歩行・車椅子の最大速度，
自己効力感なども有意な向上が認められなかった．

筋力と認知機能に有意な向上が認められた．FIM などの ADL や抑うつは有意な改善が認められな
かった．

結果

地域理学療法学
Vol. 2 （2023）

ナーシングホームの精神科病棟Henskens, 20185

在宅介護施設MMSE と TUG が有意ではないがわずかな改善が認められた．

文献20）より改変引用
ADL: Activities of Daily Living, IADL: Instrumental Activities of Daily Living, MMSE: Mini- Mental State Examination, QOL: Quality of Life, RM: repetition maximum, SPPB: ShortPhysical Performance Battery, TUG: Timed Up & Go Test

Varela, 2012

介入群：有酸素運動プログラム
軽度認知障害，MMSE：21±5点， （心拍予備能の40％もしくは60％）
週 3 回（ 1 回30分），
人的介助なしに息切れすることな 理学療法士による個別介入
3 か月
く 30 m 歩くことができる
対照群：レクリエーション活動（トランプ，新聞読み，手芸）

Mulrow, 1994

介入群：関節可動域練習，レジス
タンス練習，持久力活動，運動制
御活動，起居動作・移乗・車椅子
駆動・歩行練習
理学療法士による個別介入
対照群： 1 対 1 での読み聞かせ

週 4 回（ 1 回 30－45分）， 4 か月

脳血管障害，関節炎，うっ血性心不全，虚血性心疾患，怪我／骨折，閉塞性肺疾患，パーキンソン病，
ナーシングホーム MMSE：21±4点，車いす（58％），
歩 行 可 能（39％），寝 た き り（ 3 ％）， 2 つ 以 上 の ADL に 介 助が必要，入所期間： 3 ヶ月以上

認知機能に有益な効果は認められなかった．

ADL トレーニング群はコントロー
ル群と比して歩行能力，持久力，抑うつに対し有意な望ましい効果があった．運動トレーニング群は軽度から中等度の認知機能障害の握力にのみに有益であった．ADL
練習と運動を組み合わせたトレー
ニング群は，ADL トレーニング
群，運動トレーニング群と比して抑うつ症状と興奮，またコント
ロール群に比して持久力に対し有意な望ましい効果があった．

ADL は介入群が有意に改善し，対照群との間で有意な差が認められた．認知機能は対照群が有意に低下し，介入群との間に有意な差が認められた．身体機能と 6 分間
歩行では両群間で有意な交互作用が認められた．

結果標準化された理学療法プログラム
は筋力や ADL，認知機能，抑うつに対し有意な効果は認めなかっ
たが，モビリティに対するわずかな効果が認められた

ナーシングホーム

Molloy, 1988

週 3 回（ 1 回 10－35分）， 3 か月

エクササイズトレー
ニ ン グ：週 3 回（ 1
回 30－45 分）， 6 か月，ADL トレーニン
グ：毎 日，一 日 を 通した活動の促し

介入群：集団でのエクササイズト
レーニング（ストレングスとエア
ロビックセッションを交互に行う
マルチコンポーネントトレーニン
認知症
内分泌／代謝／栄養系疾患，心血 グ），個別での ADL トレーニング
管循環／筋骨格／神経／精神／肺 （看護師が毎日のセルフケアと活動を可能な限り独立して行えるよ疾患，その他
う一日を通した促し）
歩行可能
理学療法士，作業療法士，看護師による集団と個別介入
対照群：通常活動

ナーシングホーム

Venturelli, 2011

介 入 群：バ ラ ン ス，筋 力，コ ー
ディネーション向上のための軽負荷のエクササイズ
理学療法士による介入
対照群：通常の活動

週 4 回（ 1 回30分），
24週間

介 入 群：簡 単 な 有 酸 素 運 動（歩行），可能な限り速い歩行速度を維持するよう指示理学療法士，介護士による介入
対照群：ビンゴ，パッチワーク縫製，音楽療法などの活動

アルツハイマー病の後期段階，骨粗鬆症，高血圧，うつ，MMSE：
16±2点， 2 つ以上の ADL に介助が必要，移動制限なし，平均入所
期間：21.5±3.7ヶ月（介入群）

女性
MMSE：25±5点
介助なしで歩行可能

介入頻度と期間

介入内容，方法

対象者，疾患施設

研究施設入所高齢者に対して運動療法は推奨されるか

地域理学療法学表3Vol. 2 （2023）

ADL のサブグループ解析

FIM, BI, Katz

対象者

研究数

標準化平均差95％信頼区間

P値

介入頻度
週 3 回以上
週 3 回未満

449
189

6
1

0.42
－0.01

0.02, 0.82
－0.30, 0.27

0.04*
0.93

介入方法
個別介入
集団介入

682
219

3
2

0.13
0.13

－0.03, 0.28
－0.32, 0.59

0.1
0.57

文献20）より改変引用*＜.05, BI: Barthel index, Katz: Katz ADL scale, FIM: Functional independence
measure26)

約 5 ％）と比べ，TUG の効果推定値（ベースライン

下肢筋力の向上が認められている ．椅座位でのエク

時間の約15％）が大きくなっていた．これは，運動療ササイズは他の職種でも実行しやすく安全であるとい法が歩行速度より立ち上がりや着座，方向転換に対しうメリットがあり，対象者を絞ったニーズベースのマ

大きく影響した可能性があることを示唆している．今ルチコンポーネント介入の実施が有効である可能性が回の結果では，このような傾向は認められていないが，

ある ．

15)

興味深い考察であり，今後さらなる検証が望まれる．
23)

バランス能力については，Sihvonen ら

4． 精神心理機能に対する効果

の研究で，

2)

BBS が介入群で有意ではないが改善しており，対照

今回のガイドライン では，運動療法は施設入所高群との間に有意な交互作用が認められている．介入は齢者の精神心理機能（Mini-Mental State Examination:

足底圧の動きを視覚的にフィードバックするトレーニ

MMSE, Geriatric Depression Scale: GDS）に対して有ングデバイス（グッドバランス）を用いて，20～30分

意な効果は示されなかった．これまでにも施設入所高の個別のダイナミックバランスエクササイズが週 3 回，齢者の認知機能に対する改善効果について，システマ

4 週間行われていた．先行研究のレビュー

12)

18)

におい

ティックレビューでの報告があるが ，介入には運動てもバランス能力について有意な効果があったという療法以外に認知トレーニングや音楽療法，アクティビ

研究と効果がなかったとする研究に分かれている．個

ティなどのレクリエーションが含まれていた．このレ

別の研究では筋力トレーニングとバランストレーニン

ビューでは認知トレーニングと ADL 練習のコンビネーグの組み合わせなど，複合的なトレーニングで高い効ションは，アルツハイマー病の認知機能の改善に有効24)

果が認められている ．また近年，介護施設で画面をで，少なくとも週 3 回以上を 8 週間以上， 1 回のセッ

見ながらステップ運動を行う Exergaming を用いた

ションに30分以上することを推奨している．また，

RCT が行われ，精神心理機能や歩行能力の改善が認

Cordes ら25)

められており ，今後の動向が注目される．

15)

は椅子ベースの運動介入により，身体・認知機能，心理社会的幸福感に良い効果があったと報告している．
2)

3． 筋力に対する効果

我々はガイドライン で採用された論文の中で，ア2)

今回のガイドライン では筋力に対して有意な効果

ウトカムに MMSE を用いた論文を用いて，介入頻度

は 認 め ら れ な か っ た．採 用 さ れ た 研 究 の 中 で は，と介入方法についてサブ解析を行った．その結果，週13)が認知機能の低下がない高齢者に対して，3 回以上の介入および集団での介入が MMSE の改善

高負荷のレジスタンスストレーニングなどを行い，上に効果があることが示された （表 4 ）．刺激の少な

下肢の筋力に有意な改善が認められたことを報告してい高齢者では，運動の楽しさ，満足感，自己効力感な

Sahin らいる．先行研究のレビュー

12)

20)

どが集団運動によって改善される可能性があるにおいては上下肢の筋

29)

27,28)．

力で有意な効果があるとする論文と有意差がないとす

さらに，先行研究

る論文に分かれており，メタアナリシスは行われていとした研究で最大の効果があったことが報告されておない．

り，集団の大きさが結果に影響を与える可能性がある．

では10人以下のグループを対象

一方で，座位での運動は施設でも効率的に行えるこ

小集団では高齢者が運動に適応しやすく，より大きなとから実施されることが多く，椅座位でのエクササイ

生理学的および認知的反応につながる可能性があズについてのシステマティックレビューでは，握力とる ．今回のサブ解析に含まれた研究の集団の人数は，

30)

6

施設入所高齢者に対して運動療法は推奨されるか

表4

MMSE のサブグループ解析

対象者

研究数

平均差

95％信頼区間

P値

介入頻度
週 3 回以上
週 3 回未満

414
－

8
0

2.28
－

0.07, 4.49
－

0.04*
－

介入方法
個別介入
集団介入

528
96

6
3

0.78
3.36

－0.70, 2.26
0.91, 5.80

0.30
0.007*

文献20）より改変引用*＜.05, MMSE: Mini-Mental State Examination

4－6 人

17)

と 7－8 人31)

で，10人以下の小集団で運動

め，ご協力頂きました皆様に心より感謝いたします．

が行われており，結果に好影響を与えた要因の一つに文なっている可能性が考えられた．

1） 池添冬芽：理学療法ガイドライン第 2 版―地域理学療法ガ
イドラインを中心に―．地域理学療法学．2022; 1: 1-6.
2） 公益社団法人日本理学療法士協会（監修）：理学療法ガイ
ライン第 2 版．医学書院，東京，2021.
3） Wergeland JN, Selbæk G, et al. Predictors for nursing homeadmission and death among community-dwelling people 70
years and older who receive domiciliary care. Dement Geriatr Cogn Dis Extra. 2015; 5: 320-329.
4） Gnjidic D, Stanaway FF, et al. Mild cognitive impairment
predicts institutionalization among older men: a population-based cohort study. PLoS One. 2012; 7: e46061.
5） Wang S-Y, Shamliyan TA, et al. Not just specific diseases:
systematic review of the association of geriatric syndromeswith hospitalization or nursing home admission. Arch
Gerontol Geriatr. 2013; 57: 16-26.
6） Wilson RS, McCann JJ, et al. Nursing home placement, daycare use, and cognitive decline in Alzheimer's disease. Am J
Psychiatry. 2007; 164: 910-915.
7） Masciocchi E, Maltais M, et al. Time effects on physical performance in older adults in nursing home: a narrative review. J Nutr Health Aging. 2019; 23: 586-594.
8） Bürge E, von Gunten A, et al. Factors favoring a degradationor an improvement in activities of daily living（ADL）performance among nursing home（NH）residents: A sur vival
analysis. Arch Gerontol Geriatr. 2013; 56: 250-257.

5． 今後の課題
今回のガイドラインで採用された論文の中では，心身の状態が不安定な高齢者，ADL の依存度が高い高齢者，自立度が高い高齢者などは除外されていることが多かった．従って，各論文の包含基準を満たさない
高齢者や施設内で標準化することが難しい特別な取り組みを行った場合などは，個別事例を積み重ねることでエビデンスの構築に寄与していくことが望まれる．
さらに，施設入所高齢者に対する運動療法のエビデンスは全体的に不足しているため，今後は質の高い
RCT や多施設での大規模な研究が必要である．また，今回のガイドラインに含まれる研究の対象者には様々な疾患や障害のある高齢者が含まれ，異質性の高さに影響していた可能性がある．そのため，今後は対象者を詳細に分類して運動療法の効果を検証する必要がある．

おわりに理学療法ガイドライン第 2 版「地域理学療法ガイド
1)ライン」 の CQ4，
「施設入所高齢者に対して運動療法

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（筋力強化運動，バランス練習，歩行・ADL 練習，有酸素運動）は推奨されるか」の概説に加えて，サブ解析の結果について解説した．臨床に携わる多くの理学療法士が，ガイドラインをベースに目の前の個別事例に向き合い，出てきた臨床疑問を研究疑問へと発展させ，さらなる質の高いエビデンス構築の当事者になられることを切に望む．

謝

献

辞

原稿の執筆にあたり，理学療法ガイドライン第 2 版，
地域理学療法ガイドライン作成時からご指導頂きました，
牧迫飛雄馬先生，尾川達也先生，池添冬芽先生をはじ
7

地域理学療法学

Vol. 2 （2023）

217.
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原Vol. 2

pp. 9-20 （2023）

著

新型コロナウイルス感染症対策の期間におけるフレイルの
経時変化の要因は何か
1,

智行 *，齊田

篠原

1

1

高介 ，田中2

繁弥 ，村山明彦 ，樋口1

大輔【目的】新型コロナウイルス感染症対策のための自粛要請期間において，フレイル状態の経時変化に関連する要因を明らかにすることを目的とした．【方法】2020年 5 － 7 月のベースライン調査で回答が得られた地域在住高齢者1,217名を対象に， 6 ヶ月と12ヶ月後に再調査をするコホート研究を実施した．簡易フ
レイルインデックス，後期高齢者の質問票，生活変化の質問票を含む調査票を配布した．ベースライン調
査で非フレイル群とフレイル群に分けた．【結果】フレイル状態を従属変数とする多重ロジスティック回
帰分析の結果，非フレイルで有意に関連した項目は， 6 ヶ月後で自覚的な足腰の力（Odd Ratio［OR］3.35），
12ヶ月後でむせ（OR 1.68）と喫煙習慣（OR 2.48）であった．フレイル群でフレイル改善に有意に関連した項目は， 6 ヶ月後で転倒経験なし（OR 31.98），12ヶ月後で会話の機会（OR 2.84）であった．
【結論】
フレイルの経時変化には，自覚的な足腰の弱りやむせ，喫煙習慣，転倒，会話の機会が関連した．
キーワード：フレイル，地域在住高齢者，新型コロナウイルス，コホート研究

は

じ

め

したフレイルの高齢者の死亡率が高いことが報告され

に

ている

3-5)

．フレイルの要因である炎症の増悪や免疫2020年から世界各地で流行している新型コロナウイ

機能の低下，細菌叢の状態が悪化している状態でのウルス（coronavirus disease 2019; COVID-19）は，多く

イルス感染により，死亡リスクは増加する ．一方，の国民の生活に影響を及ぼしている．感染症対策のた

感染症対策のためのロックダウンにより，地域の高齢めのソーシャルディスタンシングの遵守，それに伴う者がフレイルであるほど身体機能の低下をきたすこと

自粛生活は既に 2 年以上続いている．感染症対策に伴が分かっている ．また，感染症のパンデミックでは，

う高齢者の生活の変化により，フレイルの増加や悪化

フレイルの高齢者の活動や運動頻度，外出頻度の減少が懸念される．我々は，COVID-19による二次的な健康が認められ ，パンデミック期間の高齢者の身体活動

6)

7)

8)

1)

9)

への影響，即ちコロナフレイルとして危惧している ．

時間が約 3 割減少した ．COVID-19の影響は精神面に

COVID-19の拡大に伴い，その治療や予防に重点を置かも表れており，パンデミックは高齢者の精神的ストレれる一方で，高齢者への健康への対策は十分とは言えスを増加させ ，約 4 割の高齢者が精神的な不調を訴

10)

2)

11)

ず，高齢者への積極的な支援が求められている ．前

えている ．さらに，ロックダウンは精神的ストレスを例のない状況で，これまでのフレイル予防をいかに継増加させ，特に，独居や孤独感を感じている高齢者や認続するか，そのための知見や工夫が求められる．

知機能の低下がある高齢者ほど，その影響が大きい ．

12)

高齢者の行動も変容している．パンデミック期間は生活

複数のメタアナリシスにおいて，COVID-19に罹患

13)

範囲が大幅に減少し ， 3 分の 1 が受診控えをしており，
14)

適切な医療的措置を受ける機会が減っている ．

1

高崎健康福祉大学保健医療学部理学療法学科
群馬医療福祉大学リハビリテーション学部理学療法専攻* 責任著者連絡先：高崎健康福祉大学保健医療学部理学療法学科〒370-0033 群馬県高崎市中大類町501
TEL：027-352-1291，FAX：027-352-1985
E-mail：shinohara-t@takasaki-u.ac.jp（受付日 2022年 1 月18日，受理日 2022年 7 月 6 日，
J-STAGE 早期公開日 2022年 9 月30日）
doi: 10.57351/jjccpt.JJCCPT21004
2

このように，COVID-19感染症による社会状況の変化により，地域在住高齢者の身体活動や精神状態，行動は大きく変化し，コロナフレイルに至る影響が数々報告されている．日本ではロックダウンは実施されていないが，社会活動の自粛要請が発出されている．このような社会状況においてもフレイル状態の経時的変© 2023 Japanese Society of Community-based Comprehensive Physical Therapy. This is an open access article under
the terms of the Creative Commons Attribution license（https://creativecommons.org/licenses/by/4.0/）.

9

地域理学療法学

Vol. 2 （2023）

化には，高齢者の身体機能および活動の状況，そしての質問票は，活動量，足腰の力，食事量，心配や不安，

生活の変化が関連することが予想される．高齢者のフそして会話の機会の 5 項目で構成した．身体的フレイ

レイル状態の変化に対して，医療や保健福祉の専門家

ルに活動量

や行政がどのように対処するべきかを理解することはレイルに活動量15)重要である ．

会

27)

22)

23)

24)

と下肢筋力 ，食事量 ，精神心理的フ
25)

26)

と不安 ，社会的フレイルに交流機がそれぞれ関連するものとして，これらの項目

そこで本研究は，COVID-19感染症対策のための自を設定した．活動量と食事量，交流機会の回答肢は増粛要請期間において，フレイル状態の経時変化に関連

えた／少し増えた／変わらない／少し減った／減った，する要因を明らかにすることを目的とした．

下肢筋力の回答肢は強くなった／少し強くなった／変
わらない／少し弱った／弱った，不安の回答肢は減っ

対象および方法

た／少し減った／変わらない／少し増えた／増えた，

1．研究デザイン

をそれぞれ設けた．すべての項目にて過去 1 ヶ月間に地域在住高齢者に前向きコホート研究を実施した．

おける自覚的な変化の回答を求めた．生活変化の質問

ベースライン調査は2020年 5 月11日から 7 月10日， 2

票の各項目はフレイルと有意な関連性があることが示

次調査は半年後の2020年11月11日から2021年 1 月10日，されている

28,29)

3 次調査は2021年 5 月11日から 7 月10日に実施した．

．

ベースライン調査と 2 次調査では簡易フレイルイン
デックスと後期高齢者の質問票，生活変化の質問票，

2．対象

3 次調査では簡易フレイルインデックスと生活変化の質問票を聴取した．

民生委員や地域包括支援センター職員が従前より見回り訪問をしていた65歳以上の群馬県高崎市の地域在

4．統計学的処理

住高齢者であり，ベースライン調査にて調査依頼をした1,953名のうち，回答が得られた1,279名のうち欠損

ベースライン調査の簡易フレイルインデックスと後値のなかった1,217名を対象とした．

期高齢者の質問票，生活変化の質問票，および 2 次と

3．方法

属性や質問紙の回答を単純集計した．フレイルの状態

3 次調査の簡易フレイルインデックスを解析に用いた．
対象者に本研究の説明書と調査票，返信用封筒を配は，簡易フレイルインデックスにて 2 点以下を非フレ布した．配布は民生委員や地域包括支援センター職員

イル， 3 点以上をフレイルとした ．ベースライン調が行った．対象者が本研究への参加に同意した場合，査におけるフレイル評価に基づき非フレイル群とフレ調査票に同意署名し，対象者が返信用封筒を用いて調イル群に二分した．その上で 6 ヶ月後，および12ヶ月

査票を郵送した．調査票は，多くの地域高齢者が独力で回答できるよう，文章表記は平易にし，文字やレイ

後のフレイル状態ごとに各項目を集計し，群間比較を
2t 検定，独立性の検定を χ 検定または Fisher の正確

アウトは大きく見易くし，設問の量を必要最小限にす

確率検定を用いて行った．なお，後期高齢者の質問票るなどを考慮して作成した．

のうち，項目 6 ， 7 ， 9 はフレイル評価に用いた簡易

17)

調査票には属性として年齢，性別，疾患，同居状況

フレイルインデックスと重複した項目のため解析から（独居あるいは同居者あり），介護保険申請状況を聴取除外した．群間比較において p＜0.1であった項目は，した．疾患は世界保健機関の基準を元に， 2 つ以上の単変量解析においてフレイル状態変化に関連する可能16)

慢性疾患がある場合を複数疾患ありとした ．

性があることから，多変量解析で投入する項目とした．
17)

これらの項目を独立変数， 6 ヶ月後または12ヶ月後のを用いた．

フレイル状態を従属変数とし，尤度比を用いた変数増フレイル評価には簡易フレイルインデックス ，健康状態の評価には後期高齢者の質問票

18)

加法による多重ロジスティック回帰分析を行った．

簡易フレイルインデックスは質問紙による 1 項目 1 点

統計解析には Dr. SPSS Ⅱ for Windows，または Rの配点を持つ 5 項目で構成され， 3 点以上でフレイル，

version 4.0.0を用い，有意水準は 5 ％とした．

1 － 2 点でプレフレイル， 0 点で健常とされる．簡易フレイルインデックスは要介護状態の予測的妥当性
や，社会的フレイルとの併存的妥当性

19)

17)

5．倫理的配慮が示されている．後期高齢者の質問票は合計15項目の質問で構成

本研究はヘルシンキ宣言を順守して計画した．高崎

され，フレイルに関する因子的妥当性が示されてい健康福祉大学研究倫理委員会審査会の承認を得た上で20,21)．また，感染症対策による近々の生活状況を評実施した（許可番号2009）．全ての対象者に本研究の価するために，生活変化の質問票を用いた．生活変化

目的および情報の取り扱いに関する紙面での説明を行る

10

新型コロナウイルス感染症対策の期間におけるフレイルの経時変化の要因は何か

い，書面にて同意署名を得た．本研究は UMIN に登（p＜0.001），日付が分からない割合も低かった（p＝

録した上で実施した（UMIN000040335）．

0.013）．

結12ヶ月後の 3 次調査では，ベースライン調査の非フ

果

レイル群のうち39名がフレイルに移行し（11.5％），

ベースライン調査では非フレイル群1,086名，フレフレイル群のうち16名がフレイルの改善を認めた

イル群131名であった． 2 次および 3 次調査で調査票（50.0％，表 3 ）．非フレイル群でフレイル移行の対象を配布し，両方の返信があったのは，非フレイル群で者では，後期高齢者の質問票にてむせを認めた割合が398名（回収率36.6％），フレイル群で36名（回収率高く（p＝0.001），喫煙習慣あるいは喫煙歴があった

27.5％），合計で434名であった（回収率35.7％）．対

対象者が多かった（p＝0.002）．生活変化の質問票で象者のフローを図 1 に示す．リストワイズ法により欠は，フレイル移行の対象者は食事量が減ったとする回損値のなかった非フレイル群339名（91.4％），フレイ

答が多かった（p＝0.042）．一方，フレイル群での単ル群32名（8.6％），合計371名を本研究の解析対象と変量解析では有意な項目は認められなかった．

した．ベースライン調査での全体の結果を表 1 に示す．

フレイル状態を従属変数とする多重ロジスティック

6 ヶ月後の 2 次調査では，ベースライン調査の非フレイル群のうち27名がフレイルに移行し（以下，フレ回帰分析の結果，非フレイル群の 6 ヶ月後のモデル
χ2 検定の結果は p＜0.001，Hosmer と Lemeshow のイル移行）（8.0％），フレイル群のうち21名がフレイ

検定結果は p＝0.518と良好であった．フレイル移行

ルの改善を認めた（以下，フレイル改善）（65.6％，に 有 意 に 関 連 し た 項 目 は 自 覚 的 な 足 腰 の 力（Odd

表 2 ）．非フレイル群でフレイルに移行した対象者の平均年齢が高く（p＝0.024），独居の割合が高かった

Ratio［OR］3.35，95％ confidential inter val［CI］;
2
1.88-5.97）であった．12ヶ月後のモデル χ 検定の結（p＝0.042）．後期高齢者の質問票では，フレイル移

果は p＜0.001，Hosmer と Lemeshow の検定結果は行の対象者では健康状態を問う設問の不良回答が多

p＝0.724と良好であった．フレイル移行に有意に関連

く（p＝0.002）， 1 年間の転倒経験を有する割合が高した項目はむせ（OR＝1.68，95％ CI; 1.68-7.11）とかった（p＝0.012）．生活変化の質問票では，フレイ

喫 煙 習 慣（OR 2.48，95％ CI; 1.50-4.09）で あ っ た

ル移行の対象者では足腰の力が弱くなったとする回答（表 4 ）．フレイル群の 6 ヶ月後のモデル χ 検定の結が多く（p＜0.001），食事量が少し減ったとする回答

果は p＜0.001で良好であったが，Hosmer と Lemeshowが多かった（p＝0.027）．一方，フレイル群では，フの検定では，発生確率の分割クラス数が 2 であり，χ
2
値は分割したクラス数－ 2 の自由度の χ 分布に従う

22レイル改善の対象者の転倒経験を有する割合が低く

図1

本研究における対象者の Flow diagram11

地域理学療法学表1Vol. 2 （2023）

ベースラインの対象

項目
年齢，平均±標準偏差（歳）女性，n（％）
疾患
高血圧
骨粗鬆症
脂質異常症
糖尿病
変形性膝関節症
複数疾患，n（％）
同居環境（独居），n（％）
後期高齢者の質問票
1 あなたの健康状態はいかがですか，n（％）
1 ：よい
2 ：まあよい3 ：ふつう4 ：あまりよくない
5 ：よくない
2 毎日の生活に満足していますか，n（％）
1 ：満足
2 ：やや満足3 ：やや不満4 ：不満
3
1 日 3 食きちんと食べていますか（いいえ），n（％）
4 半年前に比べて固いものが食べにくくなりましたか（はい），n（％）
5 お茶や汁物等でむせることがありますか（はい），n（％）
8 この 1 年間に転んだことがありますか（はい），n（％）
10 周りの人から「いつも同じことを聞く」などの物
忘れがあると言われていますか（はい），n（％）
11 今日が何月何日かわからない時がありますか（はい），n（％）
12 あなたはたばこを吸いますか
1 ：吸っていない
2 ：やめた3 ：吸っている
13 週に 1 回以上は外出していますか（いいえ），n（％）
14 ふだんから家族や友人と付き合いがありますか（いいえ），n（％）
15 体調が悪いときに，身近に相談できる人がいますか（いいえ），n（％）
生活変化の質問票
1 生活での活動量
1 ：増えた2 ：少し増えた
3 ：変わらない
4 ：少し減った
5 ：減った全体（n＝371） 非フレイル群（n＝339） フレイル群（n＝32）
78.9±5.9288（77.6）

78.6±5.8262（77.3）

81.3±5.626（81.3）

165（44.5）63（17.0）54（14.6）
43（11.6）
39（10.5）
65（17.5）285（76.8）

149（44.5）52（17.0）53（14.6）
38（11.6）32（10.5）
53（15.6）
260（76.7）

15（44.5）
11（17.0）1（14.6）5（11.6）7（10.5）12（37.5）25（78.1）

77（20.8）
101（27.2）
160（43.1）32（ 8.6）1（ 0.3）76（22.4）
95（28.0）150（44.2）17（ 5.0）1（ 0.3）1（ 3.1）6（18.8）10（31.3）
15（46.9）0（ 0.0）118（31.8）
205（55.3）36（ 9.7）
12（ 3.2）

114（33.6）
190（56.0）28（ 8.3）7（ 2.1）4（12.5）15（46.9）8（25.0）5（15.6）16（ 4.3）

14（ 4.1）

2（ 6.3）101（27.2）90（26.5）

11（34.4）

86（23.2）

77（22.7）9（28.1）79（21.3）

64（18.9）15（46.9）27（ 7.3）

21（ 6.2）

6（18.8）69（18.6）

59（17.4）

10（31.3）

318（85.7）33（ 8.9）20（ 5.4）289（85.3）31（ 9.1）
19（ 5.6）29（90.6）2（ 6.3）1（ 3.1）22（ 5.9）18（ 5.3）

4（12.5）14（ 3.8）10（ 2.9）4（12.5）14（ 3.8）

11（ 3.2）

3（ 9.4）3（ 0.8）11（ 3.0）
193（52.0）
106（28.6）58（15.6）3（ 0.9）9（ 2.7）
184（54.3）
96（28.3）
47（13.9）0（ 0.0）2（ 6.3）9（28.1）10（31.3）
11（34.4）

12

新型コロナウイルス感染症対策の期間におけるフレイルの経時変化の要因は何か

2

3

4

5

足腰の力
1 ：強くなった
2 ：少し強くなった
3 ：変わらない
4 ：少し弱った
5 ：弱った食事量
1 ：増えた2 ：少し増えた
3 ：変わらない
4 ：少し減った
5 ：減った心配や不安
1 ：減った2 ：少し減った
3 ：変わらない
4 ：少し増えた
5 ：増えた
会話の機会
1 ：増えた2 ：少し増えた
3 ：変わらない
4 ：少し減った
5 ：減った1（ 0.3）3（ 0.8）188（50.7）
137（36.9）42（11.3）

1（ 0.3）2（ 0.6）185（54.6）
125（36.9）26（ 7.7）0（ 0.0）1（ 3.1）3（ 9.4）12（37.5）
16（50.0）1（ 0.3）22（ 5.9）287（77.4）55（14.8）6（ 1.6）1（ 0.3）19（ 5.6）272（80.2）
44（13.0）3（ 0.9）0（ 0.0）3（ 9.4）15（46.9）
11（34.4）
3（ 9.4）1（ 0.3）7（ 1.9）201（54.2）
135（36.4）27（ 7.3）

1（ 0.3）6（ 1.8）190（56.0）119（35.1）23（ 6.8）0（ 0.0）1（ 3.1）11（34.4）
16（50.0）4（12.5）0（ 0.0）3（ 0.8）140（37.7）
119（32.1）
109（29.4）0（ 0.0）3（ 0.9）129（38.1）
110（32.4）
97（28.6）0（ 0.0）0（ 0.0）11（34.4）9（28.1）12（37.5）

ことから算出できなかった．フレイル改善に有意に関イル評価は実測を伴わない簡易フレイルインデックス

連した項目は転倒経験がないこと（OR 31.98，95％
2
CI; 3.25-314.96）であった．12ヶ月後のモデル χ 検定を用いたものの，我が国のフレイル率と概ね合致するの結果は p＝0.019，Hosmer と Lemeshow の検定結果は

地域高齢者ではないと推察した．

母集団であった．よって，本研究の対象者は特異的な

p＝0.731と良好であった．フレイル改善に有意に関連

ベースラインで非フレイルであった対象者のフレイした項目は会話の機会（OR 2.84，95％ CI; 1.12-7.21）

ル移行率は， 6 ヶ月後で8.0％，12ヶ月後で11.5％でであった（表 5 ）．

あった．フレイル移行率は4.4年で18.4％ ，あるい考32)は 2 年で13.4％

察33)とされている．調査地域や対象者の年齢などの属性，および追跡期間が異なるため，一

COVID-19感染症対策の社会的制約がある時期に 6 ヶ様に比較はできないが，本研究におけるフレイル移行

月ごとの前向きコホート研究を実施した．感染症対策率は若干高かった．本研究のベースラインでの生活変のため実測検査は実施せず，質問紙と郵送法を用いた．

化の質問票からは，身体活動量減少，不安が増強，会2 回の追跡調査の回収率は35.7％であった．このうち，話の機会が減少した対象者が 4－6 割ほど確認された．

欠損値がなく解析対象としたのは85.5％であり，本研

COVID-19感染症対策としての活動自粛が高齢者の生究で用いた調査票は，多くの地域高齢者が独力で回答

活に影響を及ぼし，健康状態を悪化させたことを示唆できるものと考えられた．本研究の対象者は，紙面にしていると考えられた．一方でフレイル改善は， 6 ヶよる研究協力依頼への理解と， 2 回の調査票の郵送作

月後で65.6％，12ヶ月後で50.0％であった．フレイル

業が可能な心身機能を有する高齢者という特徴がある

状態は可逆的であり，フレイル改善は 2 － 4 年で10-と考えられた．対象者371名のうち，ベースラインに20％とみられているてフレイル8.6％であったことについて，我が国にお期間ではパンデミック前の期間と比べて身体活動時間

けるフレイル率はメタアナリシスにおいて7.4％（95％が減少し，減少の程度はパンデミックの回数や時期に30)

32-34)．COVID-19のパンデミック

35)

信頼区間 6.1-9.0）とされている ．また，全国のパよって異なることが報告されている ．また，生活範

ネル調査では，本研究の調査地域である関東圏域のフ囲も大幅に減少している ．歩行機能の低下や転倒の

36)

31)

レイル率は8.0％と報告されている ．本研究のフレリスクが高い高齢者では，ロックダウンの生活の影響13地域理学療法学

表2Vol. 2 （2023）

6 ヶ月後のフレイル状態による比較
非フレイル群（n＝339）
非フレイル
n＝312

年齢，平均±標準偏差（歳）女性，n（％）
複数疾患，n（％）
同居環境（独居），n（％）
後期高齢者の質問票
1 あなたの健康状態はいかがですか，n（％）
1 ：よい
2 ：まあよい3 ：ふつう4 ：あまりよくない
5 ：よくない
2 毎日の生活に満足していますか，n（％）
1 ：満足
2 ：やや満足3 ：やや不満4 ：不満
3
1 日 3 食きちんと食べていますか（いいえ），n（％）
4 半年前に比べて固いものが食べにくくなりましたか（はい），n（％）
5 お茶や汁物等でむせることがありますか（はい），n（％）
8 この 1 年間に転んだことがありますか（はい），n（％）
10

周りの人から「いつも同じことを聞く」などの物
忘れがあると言われていますか（はい），n（％）
11 今日が何月何日かわからない時がありますか（はい），n（％）
12 あなたはたばこを吸いますか
1 ：吸っていない
2 ：やめた3 ：吸っている
13 週に 1 回以上は外出していますか（いいえ），n（％）
14 ふだんから家族や友人と付き合いがありますか（いいえ），n（％）
15 体調が悪いときに，身近に相談できる人がいますか（いいえ），n（％）
生活変化の質問票
1 生活での活動量
1 ：増えた2 ：少し増えた
3 ：変わらない
4 ：少し減った
5 ：減った2 足腰の力
1 ：強くなった
2 ：少し強くなった
3 ：変わらない
4 ：少し弱った
5 ：弱ったフレイル
n＝27

78.4±5.881.1±5.8240（76.9） 22（81.5）
46（14.7） 7（25.9）
235（75.3） 25（92.6）

フレイル群（n＝32）

p-value

非フレイル
n＝21

フレイル
n＝11

p-value

0.024
0.588
0.162
0.042

80.5±5.7
17（81.0）6（28.6）17（81.0）

83.0±5.49（81.8）6（54.5）8（72.7）

0.237
1.000
0.250
0.667

1（ 4.8）3（14.3）9（42.9）8（38.1）0（ 0.0）0（ 0.0）3（27.3）1（ 9.1）7（63.6）0（ 0.0）2（ 9.5）11（52.4）
4（19.0）4（19.0）2（18.2）4（36.4）4（36.4）1（ 9.1）0.002
73（23.4） 3（11.1）
91（29.2） 4（14.8）
136（43.6） 14（51.9）
11（ 3.5） 6（22.2）
1（ 0.3） 0（ 0.0）

0.153

0.135
104（33.3） 10（37.0）
178（57.1） 12（44.4）
25（ 8.0） 3（11.1）
5（ 1.6） 2（ 7.4）

0.575

13（ 4.2）

1（ 3.7）1.000

0（ 0.0）2（18.2）0.111

81（26.0）9（33.3）0.405

5（23.8）6（54.5）0.123

70（22.4）

7（25.9）0.678

6（28.6）3（27.3）1.000

54（17.3） 10（37.0）

0.012

5（23.8）10（90.9） ＜0.001

17（ 5.4）4（14.8）0.075

4（19.0）2（18.2）

1.000

51（16.3）8（29.6）0.108

3（14.3）7（63.6）0.013

19（90.5）1（ 4.8）1（ 4.8）10（90.9）1（ 9.1）0（ 0.0）0.376
268（85.9） 21（77.8）
27（ 8.7） 4（14.8）
17（ 5.4） 2（ 7.4）

1.000

16（ 5.1）

2（ 7.4）0.645

3（14.3）1（ 9.1）1.000

9（ 2.9）1（ 3.7）0.569

2（ 9.5）2（18.2）

0.593

10（ 3.2）

1（ 3.7）0.604

2（ 9.5）1（ 9.1）1.000

0（ 0.0）2（ 9.5）7（33.3）7（33.3）5（23.8）0（ 0.0）0（ 0.0）2（18.2）3（27.3）6（54.5）0（ 0.0）1（ 4.8）3（14.3）9（42.9）8（38.1）0（ 0.0）0（ 0.0）0（ 0.0）3（27.3）8（72.7）0.933
3（ 1.0） 0（ 0.0）9（ 2.9） 0（ 0.0）167（53.5） 17（63.0）
89（28.5） 7（25.9）
44（14.1） 3（11.1）

0.405＜0.0011（ 0.3） 0（ 0.0）2（ 0.6） 0（ 0.0）180（57.7） 5（18.5）
109（34.9） 16（59.3）
20（ 6.4） 6（22.2）

14

0.276

新型コロナウイルス感染症対策の期間におけるフレイルの経時変化の要因は何か

3

4

5

食事量
1 ：増えた2 ：少し増えた
3 ：変わらない
4 ：少し減った
5 ：減った心配や不安
1 ：減った2 ：少し減った
3 ：変わらない
4 ：少し増えた
5 ：増えた
会話の機会
1 ：増えた2 ：少し増えた
3 ：変わらない
4 ：少し減った
5 ：減った

0.027
1（ 0.3） 0（ 0.0）17（ 5.4） 2（ 7.4）
256（82.1） 16（59.3）
35（11.2） 9（33.3）
3（ 1.0） 0（ 0.0）

1.0000（ 0.0）2（ 9.5）10（47.6）
7（33.3）2（ 9.5）0（ 0.0）1（ 9.1）5（45.5）4（36.4）1（ 9.1）0（ 0.0）1（ 4.8）7（33.3）11（52.4）2（ 9.5）0（ 0.0）0（ 0.0）4（36.4）5（45.5）2（18.2）0（ 0.0）0（ 0.0）8（38.1）5（23.8）8（38.1）0（ 0.0）0（ 0.0）3（27.3）4（36.4）4（36.4）0.066
0（ 0.0） 1（ 3.7）
6（ 1.9） 0（ 0.0）173（55.4） 17（63.0）
113（36.2） 6（22.2）
20（ 6.4） 3（11.1）

0.918

0.295
0（ 0.0） 0（ 0.0）3（ 1.0） 0（ 0.0）114（36.5） 15（55.6）
104（33.3） 6（22.2）
91（29.2） 6（22.2）

0.809

がフレイル状態の変化に影響を及ぼすことを示唆した．

として Body Mass Index の減少や栄養状態の悪化が37)認められている ．さらには，COVID-19のパンデミッ

転倒歴のないフレイルの高齢者は身体機能が保たれてクによって精神的苦痛が増加，あるいは疲れやすいといたことから，フレイルが改善し易かったと考えられ

37,38)．高齢者の心身の状態

る．フレイルが要介護状態に移行することを抑制する

は，COVID-19の拡大の程度や感染症対策による生活ための支援として，転倒歴の評価を含めて支援対象者の制限の影響を受けることが示唆されている．今回のをスクリーニングすることが有用と考えられた．

感じる高齢者が増えている

フレイル評価に用いた簡易フレイルインデックスは，12ヶ月後のフレイル移行の対象者は，ベースライン

それぞれの回答時期の COVID-19の感染状況の影響かではむせや喫煙習慣があった．フレイルの高齢者の咀ら設問回答が変動し易く，フレイル状態の変化も大き嚼力や嚥下機能といった口腔機能は，プレフレイルやかったと推察された．

健常の高齢者よりも弱化しているとされ ，フレイル

43)

44)

ベースラインで足腰の力が弱くなったと感じているへの移行や生命予後とも関連し ，近年は口腔機能の対象者では， 6 ヶ月後にフレイルに移行し易いことが弱化はオーラルフレイルとして着目されている．また，示された．今回用いた簡易フレイルインデックスは主

喫煙習慣はフレイルに関連する生活習慣の一つとしてに身体的，認知的項目で構成され，身体機能の衰えを挙げられており ，禁煙はフレイル予防や改善に有用反映し易いことが考えられた．近年のシステマティッ

であることが示されている ．本研究は COVID-19感

クレビューではフレイルへの進行を防ぐには，筋肉量染症対策期間の 1 年間のフレイル移行に関連する項目や筋力を改善させるための運動介入と栄養介入の組みを示したが，過去の報告と合致する結果であった．一

45)

46)

39)

合わせが推奨されている ．また，プレフレイルやフ方，ベースライン時点で他者との会話の機会が維持でレイルからの改善には，有酸素運動やバランストレー

きていたフレイル群の多くで，12ヶ月後にフレイルがニング，柔軟体操に加えてレジスタンストレーングを改善していたことが示された．Abe ら

40)

47)

は，日本に

含む多面的運動介入のエビデンスが示されている ．

おける 5 年間のコホート研究にて，知的活動や社会参筋力などの身体機能がフレイル状態の予測に関連する

加がフレイル改善に有意に関連したことを報告していことは従前と同様であるが，身体機能の実測ではなく，る．Ye ら

自覚的な足腰の力の衰えを聴取する意義を提案できた

イル移行を予防するとし，多くの社会参加はプレフレと考えている．一方，過去 1 年間の転倒歴がなかった

イルからの改善を促進するとしている．COVID-19感

フレイル群の多くが， 6 ヶ月後にはフレイルが改善し染症予防として社会活動の自粛要請がされている社会

た．フレイルは健常の高齢者より転倒を繰り返すリス

状況においても，会話や交流の機会維持はフレイル改

クが高く，転倒予測のためのフレイル評価や転倒予防

善に寄与することが示唆された．感染症対策として各のためのフレイルへの介入が推奨されている

41,42)

33)

は，知人とより頻回に接することはフレ．フ

地の通いの場などの中止が余儀なくされたが，このよ

レイルは転倒の一要因となるが，本研究は転倒の有無

うな活動の意義を改めて示すとともに，感染症対策を
15

地域理学療法学表3Vol. 2 （2023）

12ヶ月後のフレイル状態による比較
非フレイル群（n＝339）
非フレイル
n＝300

年齢，平均±標準偏差（歳）女性，n（％）
複数疾患，n（％）
同居環境（独居），n（％）
後期高齢者の質問票
1 あなたの健康状態はいかがですか，n（％）
1 ：よい
2 ：まあよい3 ：ふつう4 ：あまりよくない
5 ：よくない
2 毎日の生活に満足していますか，n（％）
1 ：満足
2 ：やや満足3 ：やや不満4 ：不満
3
1 日 3 食きちんと食べていますか（いいえ），n（％）
4 半年前に比べて固いものが食べにくくなりましたか（はい），n（％）
5 お茶や汁物等でむせることがありますか（はい），n（％）
8 この 1 年間に転んだことがありますか（はい），n（％）
10

周りの人から「いつも同じことを聞く」などの物
忘れがあると言われていますか（はい），n（％）
11 今日が何月何日かわからない時がありますか（はい），n（％）
12 あなたはたばこを吸いますか
1 ：吸っていない
2 ：やめた3 ：吸っている
13 週に 1 回以上は外出していますか（いいえ），n（％）
14 ふだんから家族や友人と付き合いがありますか（いいえ），n（％）
15 体調が悪いときに，身近に相談できる人がいますか（いいえ），n（％）
生活変化の質問票
1 生活での活動量
1 ：増えた2 ：少し増えた
3 ：変わらない
4 ：少し減った
5 ：減った2 足腰の力
1 ：強くなった
2 ：少し強くなった
3 ：変わらない
4 ：少し弱った
5 ：弱ったフレイル
n＝39

78.5±5.979.5±5.6
233（77.7） 29（74.4）
46（15.3） 7（17.9）
230（76.7） 30（76.9）フレイル群（n＝32）

p-value

非フレイル
n＝16

フレイル
n＝16

p-value

0.338
0.643
0.672
0.972

80.1±6.013（81.3）
4（25.0）13（81.3）82.6±5.2
13（81.3）8（50.0）12（75.0）

0.229
1.000
0.144
1.000

1（ 6.3）4（25.0）7（43.8）4（25.0）0（ 0.0）0（ 0.0）2（12.5）3（18.8）11（68.8）0（ 0.0）1（ 6.3）4（25.0）7（43.8）4（25.0）0（ 0.0）2（12.5）3（18.8）11（68.8）

0.727
68（22.7） 8（20.5）
86（28.7） 9（23.1）
129（43.0） 21（53.8）
16（ 5.3） 1（ 2.6）
1（ 0.3）0（ 0.0）

0.067

0.074
68（22.7） 8（20.5）
86（28.7） 9（23.1）
129（43.0） 21（53.8）
16（ 5.3） 1（ 2.6）
11（ 3.7）

1.000

3（ 7.7）0.210

0（ 0.0）2（12.5）0.484

76（25.3） 14（35.9）

0.160

5（31.3）6（37.5）0.710

60（20.0） 17（43.6）

0.001

2（12.5）7（43.8）0.113

57（19.0）7（17.9）0.875

2（12.5）7（43.8）0.077

19（ 6.3）

2（ 5.1）

1.000

2（ 4.9）12（ 7.9）

1.00049（16.3） 10（25.6）

0.149

3（18.8）7（43.8）0.127

15（93.8）1（ 6.3）0（ 0.0）14（87.5）1（ 6.3）1（ 6.3）0.002
263（87.7） 26（66.7）
24（ 8.0） 7（17.9）
13（ 4.3） 6（15.4）

1.000

15（ 5.0）3（ 7.7）0.447

2（12.5）2（12.5）1.000

7（ 2.3）3（ 7.7）0.095

2（12.5）2（12.5）1.000

8（ 2.7）3（ 7.7）0.121

2（12.5）1（ 6.3）1.000

0（ 0.0）1（ 6.3）6（37.5）6（37.5）3（18.8）0（ 0.0）1（ 6.3）3（18.8）4（25.0）8（50.0）0（ 0.0）0（ 0.0）3（18.8）7（43.8）6（37.5）0（ 0.0）1（ 6.3）0（ 0.0）5（31.3）10（62.5）

0.749
3（ 1.0） 0（ 0.0）8（ 2.7） 1（ 2.6）
162（54.0） 22（56.4）
83（27.7） 13（33.3）
44（14.7） 3（ 7.7）

0.321

0.175
1（ 0.3） 0（ 0.0）2（ 0.7） 0（ 0.0）169（56.3） 16（41.0）
108（36.0） 17（43.6）
20（ 6.7） 6（15.4）

16

0.128

新型コロナウイルス感染症対策の期間におけるフレイルの経時変化の要因は何か

3

4

5

食事量
1 ：増えた2 ：少し増えた
3 ：変わらない
4 ：少し減った
5 ：減った心配や不安
1 ：減った2 ：少し減った
3 ：変わらない
4 ：少し増えた
5 ：増えた
会話の機会
1 ：増えた2 ：少し増えた
3 ：変わらない
4 ：少し減った
5 ：減った表4

0.042
1（ 0.3） 0（ 0.0）15（ 5.0） 4（10.3）
247（82.3） 25（64.1）
35（11.7） 9（23.1）
2（ 0.7） 1（ 2.6）

0.733
0（ 0.0）1（ 6.3）9（56.3）5（31.3）1（ 6.3）0（ 0.0）2（12.5）6（37.5）6（37.5）2（12.5）0（ 0.0）1（ 6.3）7（43.8）7（43.8）1（ 6.3）0（ 0.0）0（ 0.0）4（25.0）9（56.3）3（18.8）0（ 0.0）0（ 0.0）8（50.0）5（31.3）3（18.8）0（ 0.0）0（ 0.0）3（18.8）4（25.0）9（56.3）0.117
1（ 0.3） 0（ 0.0）6（ 2.0） 0（ 0.0）
166（55.3） 24（61.5）
110（36.7） 9（23.1）
17（ 5.7） 6（15.4）

0.371

0.298
0（ 0.0） 0（ 0.0）2（ 0.7） 1（ 2.6）
115（38.3） 14（35.9）100（33.3） 10（25.6）
83（27.7） 14（35.9）

0.070

非フレイル群における 6 ヶ月後および12ヶ月後の多重ロジスティック回帰分析（n＝339）
6 ヶ月後
偏回帰
係数

標準
誤差

OR

後期高齢者の質問票
5 お茶や汁物等でむせることがありますか
12 あなたはたばこを吸いますか
生活変化の質問票
2 足腰の力

12ヶ月後
95％CI

－
－
1.208

0.295

偏回帰
係数

標準
誤差

OR

95％CI

1.241

0.368

1.68**（1.68-7.11）

0.256

2.48**（1.50-4.09）

0.907

3.35**（1.88-5.97）－

従属変数は 6 ヶ月後または12ヶ月後のフレイル状態とした．独立変数は 6 ヶ月後で後期高齢者の質問票の 1 ， 8 ，10，生
活変化の質問票の 2 ， 3 ， 4 ，共変量として年齢と同居の有無とし，12ヶ月後で後期高齢者の質問票の 2 ， 5 ，12，14，生
活変化の質問票の 3 とした．
Odds Ratio が 1 を超える場合，各設問の回答が不良回答であり，かつ，フレイルの状態になっていることを示す．
OR, Odds Ratio; 95％CI, 95％ Confidential Interval**＜0.01

表5

フレイル群における 6 ヶ月後および12ヶ月後の多重ロジスティック回帰分析（n＝32）
6 ヶ月後

後期高齢者の質問票
8 この 1 年間に転んだことがありますか
生活変化の質問票
5 会話の機会

12ヶ月後

偏回帰
係数

標準
誤差

OR

95％CI

3.465

1.167

31.98**（3.25-314.96）

－

偏回帰
係数

標準
誤差

OR

95％CI

2.84*

（1.12-7.21）

－
1.043

0.475

従属変数は 6 ヶ月後または12ヶ月後のフレイル状態とした．独立変数は 6 ヶ月後で後期高齢者の質問票の 8 ，11とし，12ヶ月後で後期高齢者の質問票の 1 ， 8 ，生活変化の質問票の 5 とした．
Odds Ratio が 1 を超える場合，各設問の回答が不良回答であり，かつ，フレイルの状態になっていることを示す．
OR, Odds Ratio; 95％CI, 95％ Confidential Interval*p＜0.05; **＜0.01

17地域理学療法学

Vol. 2 （2023）

講じた通いの場の安全な運営や，少人数での交流機会

川，塚沢，浜尻地区の民生委員の皆様に感謝申し上げの創出，家族や親族との電話やオンライン交流，回覧ます．また，目崎智恵子氏，石井純子氏，鳥塚典恵氏，板の活用といった代替策など，他者との会話や交流の青木久美氏，小川みゆき氏，井野由美氏，堤いずみ氏，

機会を極力減らさない仕組みづくりが必要と考えられ

青柳知子氏，山﨑絢子氏に感謝申し上げます．本調査

た．

の資材の一部を無償提供して頂いた高崎健康福祉大学
須藤賢一氏，須藤領久氏に感謝申し上げます．

本研究の限界として数点が挙げられる．まず，行政のデータベースに基づいて調査票の配布や郵送を行う

本研究の一部は2020年度ニッセイ財団高齢社会若手

悉皆調査ではなく，感染症予防を講じながら民生委員

実践的課題研究助成（Grant2020-0203-04），およびや地域包括支援センター職員による調査票配布が可能

JSPS 科研費（19K19712）の助成を受けて実施された．

であった地域在住高齢者に対象者が限定された．二つ文

目に，今回の調査票の回収率は35.7％であり，調査票を返信できなかった背景を調査，分析できていない．

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調査票の返信を忘れてしまった，自身の評価が困難であった，などの理由が想定され，フレイル，あるいはフレイル移行の可能性があった対象者の追跡を十分に行えていない可能性がある．三つ目に，我が国でのフレイル評価には，歩行速度や握力の実測を含む Japaneseversion of the Cardiovascular Health Study criteria
48)（revised J-CHS 基準） が広く用いられている．今回は質問紙で評価する簡易フレイルインデックスを用いたが，J-CHS 基準との基準関連妥当性の検証が望まれる．四つ目に， 6 ヶ月毎に再評価する比較的短期間の2021; 36: 100896.
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コホート研究であった．フレイルは可逆的なものであり，一定の状態の変動を含む．数年後の再評価に基づ
く解析によって，本研究で示した項目の予測的妥当性を確認することができる．

結論

COVID-19感染症対策のための自粛要請が発出されている期間において，地域在住高齢者を対象に質問紙と郵送法を用い， 6 ヶ月ごとの前向きコホート研究を
1 年間実施した． 6 ヶ月後のフレイル移行に関連したのは自覚的な足腰の弱り（OR 3.35），フレイル改善に関連したのは転倒経験がないこと（OR 31.98）で925.
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あった．12ヶ月後のフレイル移行に関連したのはむせ（OR 1.68）と喫煙習慣（OR 2.48），フレイル改善に関連したのは会話の機会（OR 2.84）であった．フレ
イル移行およびフレイル改善の対象者を評価するための着眼点を提示できた．

利

益

相

反

本研究に関連して，開示すべき利益相反はない．

謝

献

辞

本研究調査にご協力頂いた群馬県高崎市の下村進氏，
桑原万明氏，悴田信子氏，吉新百合子氏，小池良氏，新井正昭氏，および長野，倉賀野，八幡，新高尾，中18

新型コロナウイルス感染症対策の期間におけるフレイルの経時変化の要因は何か
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Factor associated with changes in frailty status over time among community-dwellingolder adults during the coronavirus disease 2019 countermeasures
1,

1

1

2

1

Tomoyuki SHINOHARA *, Kosuke SAIDA , Shigeya TANAKA , Akihiko MURAYAMA , Daisuke HIGUCHI
1
2

Department of Physical Therapy, Faculty of Health Care Takasaki University of Health and Welfare
Department of Physical Therapy, Faculty of Rehabilitation Gunma University of Health and Welfare

Objective: This study aimed to clarify the factors associated with changes in frailty status over time amongcommunity-dwelling older adults during the coronavirus disease 2019 countermeasures.
Methods: A prospective cohort study every 6 months was conducted. The baseline data were collected from
May to July 2020. The second and third surveys were conducted 6 and 12 months later, respectively. A totalof 1,217 community-dwelling older adults who returned their baseline sur vey forms were included. The
sur vey forms were distributed to and returned by mail. They included the frailty screening index for theassessment of frailty, questionnaire for medical checkup of old-old to evaluate health conditions, andquestionnaire to evaluate changes related to lifestyle and physical or psychological conditions. At baseline,
the participants were divided into non-frailty or frailty groups based on assessment using the frailty screening
index.
Results: Multiple logistic regression analysis using frailty status over time as the dependent variable revealed
that in the non-frailty group, subjective leg muscle strength（odds ratio［OR］3.35）was significantly
correlated with frailty status at the 6-month follow-up and occasional choking（OR 1.68）and smoking habits（OR 2.48）were significantly correlated at the 12-month follow-up. In the frailty group, falls（OR 31.98）andopportunities of talking to people（OR 2.84）were correlated with frailty status at the 6- and 12-month followups, respectively.
Conclusion: The factors associated with changes in frailty status over time were subjective leg muscle
strength, choking, smoking habits, falls, and opportunities of talking to people.
Key words: frailty, community-dwelling older adult, COVID-19, cohort study* Corresponding author

20

地域理学療法学 Vol. 2 pp. 21-30 （2023）

原著

安価な簡易的徒手筋力計を用いた膝伸展筋力における再現性の高い測定条件：一般化可能性理論を用いた検者間・検者内信頼性及び絶対信頼性の検討
1,

翔 *，藤本

杉田

2,3

2,3

修平 ，小向佳奈子【目的】安価な簡易的徒手筋力計（ハンドヘルドダイナモメーター）の有用性として，膝伸展筋力測定の精度および信頼性を担保するための測定条件を調査した．【方法】測定者は，理学療法士 5 名とし，健常
成人の膝伸展筋力を測定した．信頼性の指標として，検者内および検者間の級内相関係数を求めた．また，信頼度指数を算出し，信頼性の担保される測定条件を求めた．
【結果】検者内の級内相関係数は男性で0.88，
0.92，0.94，女性は0.71と0.82であり， 5 名中 4 名が0.8以上の完全一致を示した．検者間では，測定者
5 名では0.36，男性では0.89，女性では0.32であり，男性でのみ良好な値を示した．信頼性が担保される測定条件は，男性測定者 1 名で 1 回以上であった．【結論】安価な簡易的徒手筋力計における膝伸展筋力の検者内信頼性は，男性測定者で良好であり，女性測定者では低い信頼性となった．信頼性には，測定者の握力や徒手固定力が影響している可能性があり，測定前に測定者自身の徒手固定力を把握する必要がある．
キーワード：評価，ハンドヘルドダイナモメーター，G 研究，誤差，絶対信頼性れる MMT の利点として，特別な機器を必要としない

はじめに（Introduction）

ため簡便であるが，数値の客観性が乏しいことや，測8)

リハビリテーション分野において，筋力測定は疾患定分解能に限界がある ．例えば，膝伸展筋力の MMT

1)の予後予測，介入効果の検証で用いられている ．筋
力は身体能力や動作能力と関係することから

2,3)

grade 4 以上の段階づけは，被験者や測定者の年齢や体格が考慮されるため，主観的となりやすいことが報，筋

9)

告されている ．

力を測定することで，動作能力の低下に関与する原因の分析や，筋力増強の必要性を判断することが可能と2,3)なる．特に，膝伸展筋力は移動能力

や生命予後

HHD による膝伸展筋力は，日常生活動作能力（Activ-

4-6)

10)

，

ities of daily living：以下，ADL） や歩行速度

7)13,14)

転倒 に影響する要因であると報告されており，重要

歩行能力な評価指標である．

当性の観点から

11,12)，との関連が報告されており，客観性や妥
8,14)，臨床において有用である

8,15)

．他

方，以下の 3 つの欠点がある．第一に，設定の煩雑さ

臨床現場において，膝伸展筋力の測定方法には，主に
8)

徒手筋力測定（Manual muscle testing：以下，MMT） ，により，診療報酬体系の時間的な制約がある場合には

動作観察，徒手筋力計（Hand-held Dynamometer：以

用いられ難い．第二に，臨床研究で用いられている

8)

HHD は，20万円程度と高価であるため，臨床現場で下，HHD） の使用が挙げられる．臨床で多く使用さは購入され難い．第三に，ケーブルなどの機器付随の装置が多く持ち運びが不便であるため，訪問リハビリ

1株式会社 Luxem
静岡社会健康医学大学院大学
3
Rehatech Links 株式会社* 責任著者連絡先：株式会社 Luxem〒214-0014 神奈川県川崎市多摩区登戸2706-5 白井ビル3F
TEL：044-819-5302，FAX：044-819-5304
E-mail：s.sugita.pt@gmail.com（受付日 2022年 4 月24日，受理日 2022年 8 月31日，
J-STAGE 早期公開日 2022年11月18日）
doi: 10.57351/jjccpt.JJCCPT22001

テーションなどでは導入され難い．そのため，難しい2

設定が不要であり，安価かつ携帯性に優れる HHD が臨床現場では選択されると予測される．
これら 3 つの欠点を改善した HHD が存在する．すなわち，第一に，設定の煩雑性を解消し，ボタンひとつで電源，測定，測定単位の切り替えを行える操作性を備えている．第二に， 2 万円以内で購入できる低価© 2023 Japanese Society of Community-based Comprehensive Physical Therapy. This is an open access article under
the terms of the Creative Commons Attribution license（https://creativecommons.org/licenses/by/4.0/）.

21

地域理学療法学

Vol. 2 （2023）

4．下肢筋力の測定格である．第三に，携帯性として，付属品を要さずに測定環境は，四脚の木製椅子を使用し，椅子の背も測定ができ，48時間の連続稼働が可能で，利便性に優

たれ全面が壁に接触するように配置した．さらに，椅

れている．

子と測定者が動かないように，床面にはポリ塩化ビニ

以上のような改善により，臨床現場での活用が期待

ル製のマットを設置した．

される．他方で，利便性を追求するほど，精度の問題
がトレードオフとなりやすい．そのため，先行研究に被験者の測定開始姿位は，肘掛け椅子に背もたれをおいても，同じ目的であるものの，利便性が異なる機使用せずに着座し，両腕を胸の前で組ませ，股関節

16-19)

器の精度や妥当性が都度検証されている

90°屈曲位，膝関節90°屈曲位，測定する被験肢の足底．

は非接地，もう一方は足底接地

本研究では，安価で簡易的な HHD の有用性として，

22)とした．股関節と膝伸展筋力測定の精度および信頼性を担保するための膝関節の屈曲角度は，ゴニオメーターで計測し確認し測定条件を調査する事を目的とする．信頼性を担保すた．なお，座面が低く，股関節と膝関節90°屈曲位にる測定回数を決めることで，地域分野における適切なならない場合は，バスタオルを用いて調整した ．被臨床活用の一助になると考えられる．

験肢は，ボールを蹴る側の下肢を被験者に聴取し

22)

23,24)，

該当する一方とした．

方法（Methods）

測定者は，Power gauge を安定して把持するための

1．研究デザイン

専用ストラップに手を通して，Power gauge の筋力セン サ ー を 測 定 部 位 に あ て た．測 定 部 位 は，Power

研究デザインは，量的記述的研究である．

gauge のセンサーパッド下縁が，被験肢の内果および
22)

2．対象

外果を結ぶ線にあたるように設定した ．測定者は，
22)

徳久らの先行研究に準じ H 固定法を用い （図 1 ），HHD を用いて筋力測定を行う者（以下，測定者）
は，訪問看護ステーションに所属する理学療法士 5 名

測定と異なる上肢は椅子の脚を把持した．

（男性 3 名，女性 2 名）とした．測定者は，本検証前

測定時は，センサーの全面が脛骨遠位部前縁に接触に HHD を用いた筋力測定を十分に練習した．

していること，被験肢の足底が床から浮いていること

被験者は，神経学的疾患および整形外科的疾患や椅を目視にて確認した．その後，被験者に対し，「私が子座位での膝関節伸展運動に対する制限のない健常者“はい”と合図を出したら，全力で膝を伸ばしてくだ

5 名（男性 2 名，女性 3 名）とした．

さい」と説明した．被験者は，合図に合わせ最大の力

測定者および被験者は，信頼性の担保される測定条で膝関節伸展を 5 秒間実施した．その間，測定者は件を算出するため，著者の在籍する事業所内で，性別「押して，押して，強く，強く」と声掛けを行った．

の偏りに留意し測定者と被験者が最大となるよう抽出

測定間の休憩は， 1 分間とし， 2 回目および 3 回目のした．ヘルシンキ宣言に則って十分な説明を行ったう

合図と声掛けも， 1 回目と同様に行った．以上の測定

えで，書面にて同意を得た．なお，本研究は，「人をを，すべての測定者と被験者の組合せで行った．測定20)

対象とする医学系研究に関する倫理指針」を遵守し ，

順序は，測定者と被験者の疲労といった順番による影株式会社 Luxem 倫理審査委員会の承認（LX19-001：

響を最小限にするために，ラテン方格法を採用した．
測定バイアスをできる限り排除するために，測定結2019年11月 7 日）を得たうえで実施した．

果は，著者らと独立した 1 名が，測定結果を目視で確3．測定機器の測定精度の検証

認したうえで記録し，測定者および被験者には，測定値をマスクした．測定時，他の測定者および被験者は，

等尺性膝関節伸展運動時の筋力を測定する HHD は，Power gauge（南波製作所） を使用した．Power gauge

21)

測定環境外で待機させ，測定値をマスクした．安全性

は，寸法が100×60×31（mm），重量が 200 g の小型の検証は，被験者に対し測定時および翌日以降の疼痛，

筋力測定器である．測定範囲は 0-50 kgf，測定の最小皮膚状態を目視と問診にて評価した．

単位は 0.1 kgf である．Power gauge の測定精度は，
22)

事前検証として，先行研究 で測定の信頼性が検証されている μ -Tas MF-01（アニマ社製）との測定値の5．身体特性・基本情報の調査比較を行った． 1 名の測定者が，10名の被験者に対して，Power gauge と μ -Tas MF-01 を用いて膝伸展筋力（kg），Body mass index（以下，BMI：kg/m ），年齢，の測定を行い，測定値の pearson の積率相関係数を求した．身長（cm），体重（kg），年齢に関しては，紙めた．

面による自己記入式にて収集した．BMI は，体重（kg）

身体特性として，被験者は性別，身長（cm），体重2

棘下長（cm），転子下長（cm），下腿長（cm）を評価

22

安価な簡易的徒手筋力計を用いた膝伸展筋力における再現性の高い測定条件：一般化可能性理論を用いた検者間・検者内信頼性及び絶対信頼性の検討

図 1 徒手筋力計の測定方法＊固定部位が分かるよう写真では体表に接地させているが，実際は衣服の上から行った．
26)

定結果に影響することが報告されており ，交絡因子となり得ることから採用した．
6．統計学的解析
得られたデータから，信頼性の推定と，高い信頼性を保証できる測定条件を検討した．
まず，信頼性に関しては，相対的な信頼性の指標として級内相関係数（Intraclass correlation coefficients：
以下，ICC ）のうち，検者内信頼性を表す ICC（1.1）
および検者間信頼性を表す ICC（2.1）を求めた．ICC（1.1）は，それぞれの測定者の 3 回測定分の値を解析し，ICC（2.1）は，測定者全員（男女 5 名）に加え，
図2

測定者の徒手固定力の影響を考慮し，男性測定者のみ，

徒手固定力（徒手圧迫力）の測定方法

女性測定者のみの 3 条件における測定の最大値で解析27)を行った ．また，先行研究では， 3 回測定分の平均28)を身長（m）の二乗で除した値とした．棘下長（cm），

値を用いた調査も存在することから ，感度分析とし転子下長（cm），下腿長（cm）は，著者らと独立して，平均値および中央値による解析を行った．

た理学療法士が，十分な練習を行ったうえで，非伸縮

ICC の解釈は，Landis ら

29)の報告に基づき，0.0-

性のメジャーを用いて 1 mm 単位で記録をし，それぞ0.2をわずかに一致（slight agreement），0.21-0.40をれ 3 回測定分の平均値を採用した．測定者は，性別，

まずまずの一致（fair agreement），0.41-0.60を中等2

身長（cm），体重（kg），BMI（kg/m ），握力，徒手度の一致（moderate agreement），0.61-0.80をかなり

固定力を測定した．被験者と同様に，身長（cm），体の一致（substantial agreement），0.81-1.0を完全一致

重（kg），年齢に関しては，紙面による自己記入式に（almost perfect or perfect agreement）とした．

て収集した．握力の測定者は，スメドレー式アナログ

次に，絶対的な信頼性の指標として，測定値の分布

握力計 ES-100 EKJ107（エバニュー製）を使用した．

傾向を示す Bland-Altman plot により，系統誤差であ

25)

26)

の報告に準じ，徒る加算誤差と比例誤差の有無を評価した．なお，測定

手最大固定重量との関連があるとされる，徒手最大圧

者内では 3 施行の組み合わせ（ 1 回目と 2 回目， 1 回迫力を採用した．徒手最大圧迫力は，下腿に見立てた

目と 3 回目， 2 回目と 3 回目），測定者間では 5 名の柱（壁）に，HHD のセンサー部をあて，最大努力に組み合わせ毎に系統誤差の有無を確認した．系統誤差て押しつけさせた（図 2 ）．握力，徒手圧迫力は 3 回が認められない場合，発生した誤差は偶然誤差である

測定し，平均値を採用した．測定項目のうち，測定者と判断した．

徒手固定力は，柏らや山﨑らの性別や握力，徒手圧迫力は，先行研究においても測また，臨床場面で活用されることの多い，最小可検変23地域理学療法学

Vol. 2 （2023）

化量（Minimal detectable change：以下，MDC）およ

3 名の男性測定者（0.88から0.94）および 1 名の女性

び測定誤差（Standard error of measurement：以下，測定者（0.82）が0.8以上の完全一致， 1 名の女性測

30,31)SEM）を求めた定者（0.71）がかなりの一致となった．

．

なお，統計的に系統誤差を認めた場合は，系統誤差

一方で，検者間信頼性［ICC（2.1）］は，男性の測の要因を検討し，追加解析として系統誤差の要因と考定者（0.89）では，完全一致と良好であるものの，女えられる測定者を除いた状態で，検者間信頼性および性測定者（0.32）や性別を考慮しない男女 5 名（0.36）

SEM を求めた．

では，まずまずの一致であった．なお，解析は，各測定者における平均値，最大値，中央値の 3 条件で行信頼性の高い測定条件は，一般化可能性理論に基づなったが大きな差は認められなかった．

き算出した．一般化可能性理論とは，測定対象や測定

絶対信頼性では（表 3 ， 4 ），測定者内では測定者者に関する分散成分を推定し，それを用いて，信頼性

C の 1 回目と 2 回目の組み合わせで，比例誤差が認めを担保できる条件を検討するモデルである．
32)の方法に準じ信頼性を担保られた．他の組み合わせでは，比例誤差および加算誤できる条件を算出した．まず，測定者，被験者，測定差は認められなかった．検者間では系統誤差として，回数の各要因における信頼性の度合いを表す係数であ

加算誤差が，測定者 D が関与したすべての組み合わる分散値を求めた．次に，係数の計算に用いた分散をせで認められた．

本研究では，対馬ら利用し，信頼度指数を求めた．最後に，被験者を固定

追加検証として，他の測定者の間に系統誤差を認し，測定者および測定回数を変化させ，信頼度指数（index of dependability，Φ 指数）を求め，目標とする

めた測定者 D を除いた，男女 4 名における ICC（2.1）

信頼性を保証するために必要な測定者数と測定回数を（95％信頼区間：0.10-0.91）であり，男女 5 名の0.36決定した．信頼度指数は， 0 から 1 の値をとり， 1 により高く，男性測定者 3 人の0.89より低い値となった．

近いほど信頼性が高いことを表す．決定研究の基準は，

SEM は1.87（95％信頼区間：1.34-3.21）であった．

を求めた（補遺表 3 ）．その結果，ICC（2.1）は0.5033)

なお，追加検証での女性測定者は 1 名のため，女性測Portney ら ，対馬らの報告に準じ，0.75以上を高い
32)

定者の ICC（2.1）の解析は求められなかった．

信頼性が得られたと判断した ．
なお，統計解析は著者が行い，統計ソフト R2.8.1

測定条件の推定は，分散値推定の結果（補遺表 4 ）（CRAN, freeware）を使用し，系統誤差の有無の判断から，測定者数と測定回数ごとの信頼度指数の変化をは有意水準 5 ％を基準とした．

求めた．信頼度指数は，男性測定者では 1 回の測定で0.95以上（図 3 ），女性測定者では0.85以上を示し（補結果（Results）
22)

遺図 1 ），基準の0.75を上回っていた．また，測定人

で測定の信頼性が検証

数，測定回数を問わず，信頼度指数が高い結果となっされている μ -Tas MF-01（アニマ社製）と Power gauge

た．測定者の性別を問わない場合（男女 5 名）は， 1の測定値の相関関係を算出した．その結果，相関係数

名が 1 回測定した場合の信頼度指数は0.74であり基準は，r＝0.91（95％信頼区間0.65-0.98，p 値＜0.05）

を下回り， 1 名が 3 回以上測定あるいは， 2 名以上でと良好な結果であった．

測定することで基準の0.75を上回った（補遺図 2 ）．

事前検証として，先行研究

すなわち，理想的な測定条件は，男性測定者あるい測定者は，年齢31.6±1.6歳，身長 170.9±11.0 cm，
2

体重 63.4±10.8 kg，BMI 21.6±2.1 kg/m ，棘下長は女性測定者のみの場合は， 1 名で 1 回以上，性別を88.6±7.2 cm，転子下長 80.8±7.4 cm，下腿長 40.4±

問わない場合は， 1 名で 3 回以上，あるいは測定者 2

2.9 cm であった．被験者は，年齢31.6±4.3歳，身長名以上となった．

171.1±5.4 cm，体重 64.1±12.4 kg，BMI 21.8±3.2

考察（Discussion）

2

kg/m であった．測定者および被験者は，脱落すること無く最後まで研究に参加した．また，すべての測定

健常者を対象に，安価な簡易的 HHD を用いた膝伸において，欠測値は発生しなかった（補遺表 1 ，補遺

展筋力の信頼性を調べた結果，検者内信頼性は，いず

表 2 ）．測定の安全性は，被験者 H において，測定終れの測定者においても高い結果となった．一方で，検了後に下腿前面に 1 mm× 3 mm の発赤を認めたが，者間信頼性は，男性測定者では良好であるものの，女

2 日後に消失した．他の被験者では，有害事象の発生性測定者を含めた場合は，まずまずの一致と，信頼性はなかった．

は低い結果となった．検者内信頼性と比べ，検者間信ICC（1.1）および ICC（2.1）の推定値，95％信頼区

頼性が低値を示すことは，神経障害者
35)

間を表 1 ， 2 に示す．検者内信頼性［ICC（1.1）］は，折後の患者 ，脳卒中患者

36)

24

34)

や股関節骨

を対象とした先行研究に

安価な簡易的徒手筋力計を用いた膝伸展筋力における再現性の高い測定条件：一般化可能性理論を用いた検者間・検者内信頼性及び絶対信頼性の検討

表1

検者内信頼性の結果

級内相関係数・標準偏差級内相関係数［ICC（1.1）］
測定者
A（男性）
C（男性）
E（男性）
B（女性）
D（女性）

推定値
0.92
0.94
0.88
0.71
0.82

almost perfectalmost perfectalmost perfect
substantial
almost perfect

0.71
0.78
0.57
0.22
0.44

標準誤差（SEM）
95％信頼区間（下限－上限）

標準誤差
（SEM）

95％信頼区間（下限－上限）
0.99
0.99
0.98
0.96
0.98

1.21
0.99
1.08
1.31
0.88

0.82
0.67
0.73
0.89
0.60

最小可検
変化量
（MDC）

2.32
1.90
2.08
2.51
1.69

3.36
2.74
3.01
3.63
2.45

ICC: Intraclass correlation cofficients（級内相関係数）
SEM: Standard error of measurement（標準誤差）
MDC: Minimum detectable change（最小可検変化量）
表2

検者間信頼性の結果

級内相関係数・標準誤差

級内相関係数［ICC（2.1）］
測定者

推定値

95％信頼区間（下限－上限）

標準誤差
（SEM）

標準誤差（SEM）
95％信頼区間（下限－上限）

最小可検
変化量
（MDC）

平均値

全 員
男 性
女 性

0.36
0.89
0.32

0.06
0.60
－0.15

0.84
0.99
0.86

1.66
1.15
1.36

1.24
0.77
0.81

2.53
2.20
3.90

4.60
3.18
3.76

最大値

全 員
男 性
女 性

0.37
0.89
0.37

0.06
0.60
－0.12

0.85
0.99
0.88

1.76
1.21
1.24

1.31
0.82
0.74

2.67
2.33
3.55

4.87
3.37
3.42

中央値

全 員
男 性
女 性

0.34
0.88
0.21

0.05
0.58
－0.20

0.84
0.99
0.82

1.74
1.20
1.61

1.30
0.81
0.96

2.65
2.30
4.62

4.83
3.33
4.45

ICC: Intraclass correlation cofficients（級内相関係数）
SEM: Standard error of measurement（標準誤差）
MDC: Minimum detectable change（最小可検変化量）

おいても同様の結果を示しており，本研究の結果を支している．最大固定力も測定者 A（男性）で 40.7 kgf，持した．

測定者 D（女性）で 20.4 kgf と大きく異なっている．
先行研究においても，最大固定重量は男性 27.6±3.9
37)

1．検者間信頼性kg，女性 19.0±4.1 kg であったと報告されており ，本研究の検者間信頼性［ICC（2.1）］は0.36であり，性別間で徒手固定力が異なることが報告されている．

まずまずの一致となった．通所リハビリテーション利このような性別間の徒手固定力の違いにより，女性の用者を対象とした徳久らの先行研究において，男性測

徒手固定力を超える膝伸展筋力を持つ被験者では，女定者と女性測定者の 2 名で本研究と同様に H 固定法

性測定者が膝伸展運動を制動できず，膝伸展筋力の測で膝伸展筋力を測定した結果，ICC（2.1）は0.96であ定値にばらつきが生じ，検者間信頼性が低くなったと22)考えられる．

り ，本研究は先行研究よりも低値であった．

2 点目は，被験者間の膝伸展筋力の個人差の影響で本研究において，検者間信頼性が低かった要因としある．ICC は，被験者の個人差の大きさにより変化すて 2 点挙げられる．

38)

1 点目は，徒手固定力が不十分な測定者が存在した

る範囲制約性がある ．例えば，徳久らの先行研究のことである．測定者の徒手固定力は，特に性別間で違ように膝伸展筋力の測定値の平均が 15.9 kgf，範囲がいが生じている．例えば，被験者 H の測定値において，6.6-26.1 kgf と個人差の大きいデータでは ，ICC が

22)

測定者 A（男性）の最大値が 35.5 kgf を示している．

高い値になる性質を持つ．本研究では，徒手固定力が一方，測定者 D（女性）の最大値は 24.2 kgf を示し，

最も大きかった測定者 A において，被験者 5 名の測測定者 A（男性）と比較し，10 kgf 以上小さい値を示

定値の平均が 27.5 kgf，範囲が 23.1-33.9 kgf であり，
25

26

3.46
3.86
2.48

2.41
1.87
3.65

3.25
2.51
3.20

2.48
4.51
3.62

2.14
2.61
2.56

1 と 2 回目
1 と 3 回目
2 と 3 回目

1 と 2 回目
1 と 3 回目
2 と 3 回目

1 と 2 回目
1 と 3 回目
2 と 3 回目

1 と 2 回目
1 と 3 回目
2 と 3 回目

1 と 2 回目
1 と 3 回目
2 と 3 回目

A

C

E

B

D

－1.16
－0.68
0.48

－0.46
0.10
0.56

0.24
0.20
－0.04

－0.62
－0.24
0.38

0.30
－0.24
－0.54

平均
の差

加算誤差

－2.52
－2.34
－1.14

－2.03
－2.76
－1.73

－1.82
－1.39
－2.06

－2.14
－1.42
－1.93

－1.89
－2.68
－2.21

0.20
0.98
2.10

1.11
2.96
2.85

2.30
1.79
1.98

0.90
0.94
2.69

2.49
2.20
1.13

95％信頼区間（下限－上限）MDC: Minimum detectable change（最小可検変化量）

最小可検
変化量
（MDC）

測定の組み
合わせ

測定者

0.08
0.32
0.46

0.46
0.93
0.54

0.76
0.74
0.96

0.32
0.60
0.67

0.72
0.80
0.42

p値

表3

なし
なし
なし

なし
なし
なし

なし
なし
なし

なし
なし
なし

なし
なし
なし

有無

95％信頼区間（下限－上限）limits of agreementの推定

Bland-Altman 分析

Bland-Altman 分析

平均の差

検者内信頼性

0.17
－0.44
－0.59

－0.16
－0.06
0.04

0.50
－0.20
－0.66

－0.97
0.18
0.74

－0.49
－0.70
－0.39

回帰直線
の傾き

0.78
0.45
0.29

0.80
0.92
0.95

0.39
0.75
0.22

0.01
0.78
0.15

0.40
0.18
0.52

p値

比例誤差

なし
なし
なし

なし
なし
なし

なし
なし
なし

あり
なし
なし

なし
なし
なし

有無

－1.79

平均
の差

－0.95

－2.63

95％信頼区間（下限－上限）％ difference の推定

地域理学療法学
Vol. 2 （2023）

安価な簡易的徒手筋力計を用いた膝伸展筋力における再現性の高い測定条件：一般化可能性理論を用いた検者間・検者内信頼性及び絶対信頼性の検討

3.51
4.41

5.31

95％信頼区間（下限－上限）
平均
の差

1回

あり

有無

％ difference の推定

男性測定者
1
0.9
0.8
0.7
0.6
0.5
0.4
0.3
0.2
0.1
0
2回

3回

0.29
0.91
0.07
0.01
0.25
0.97
0.73
0.06
0.13
0.48

図3

6回

7回

8回

9回

10回

人数 2人

人数 3人

信頼性の高い測定条件

人数 5人

人数 4人

信頼性係数

男性測定者

先行研究と比べ，被験者間の膝伸展筋力の個人差が小22)

さい結果となっている ．そのため，範囲制約性の影

0.59
0.07
0.85
0.96
－0.64
0.02
－0.22
0.87
0.77
－0.43

響により，先行研究と比較し，検者間信頼性は低く－6.58

個人差の影響を受けるため，絶対信頼性である SEM
38)

や MDC を併用した解釈が推奨されている ．
測定者間の系統誤差に関しては，測定者 D が関与するすべての組み合わせで，加算誤差が認められた．

－6.06

7.22
6.34

3.39
2.73

8.16

なったと考えられる．このように，ICC は，被験者の

7.20

p値
95％信頼区間（下限－上限）回帰直線の傾き

測定者 D は，徒手固定力が 5 人の測定者の中で最も低く，測定値も低い値にとどまっている．そのため，－6.32

誤差が生じたと考えられる．
また，測定者 A と E の間に測定者間の系統誤差である比例誤差が認められた．比例誤差は，測定値が特

あり

6.78
あり

7.68

3.06
あり

有無

平均
の差

他の測定者との間に測定値の乖離が生じやすく，加算

あり

比例誤差
limits of agreement の推定

Bland-Altman 分析

定の方向に偏る誤差であり，同一条件下で対象数や測定回数を増やしたとしても対処できないと報告されている ．系統誤差の対策には，実験計画の検討が重要

0.06
0.31
0.00
0.13
0.07
0.02
0.07
0.00
0.61
0.00

p値

39)

であり，反復，無作為化，局所管理により系統誤差を本研究では，系統誤差を軽減させるために， 3 回の反MDC: Minimum detectable change（最小可検変化量）

9.70
3.03
10.80
3.33
0.42
5.23
0.38
9.63
2.74
－4.64
－0.46
－1.23
4.56
－0.61
－7.86
0.89
－6.90
3.93
－1.82
－8.00
4.62
0.90
7.68
1.36
－3.72
3.06
－3.26
6.78
0.46
－6.32
8.01
3.37
4.92
3.11
6.53
3.42
5.74
4.49
3.60
2.65
A－B
A－C
A－D
A－E
B－C
B－D
B－E
C－D
C－E
D－E

測定の組み
合わせ

最小可検
変化量
（MDC）

平均
の差

加算誤差

40)

減少させ，偶然誤差への転化を図ることができる ．
95％信頼区間（下限－上限）Bland-Altman 分析
検者間信頼性

5回

回数
人数 1人

表4

4回

復測定，著者らと独立した者による研究参加者の選定や測定の記録，ラテン方格による測定順序の決定を行った．そのため，系統誤差である比例誤差が生じた
理由は，統計解析の反復による多重性の問題であると41)考えられる ．
2．検者内信頼性
本研究の HDD による膝伸展筋力の検者内信頼性に関して， 5 名中 4 名の ICC 1.1 は0.8以上の完全一致を示したが， 1 名の女性測定者（測定者 B）は0.71であり，かなりの一致となった．
被験者の膝伸展筋力と測定者の徒手固定力は，検者間信頼性のみならず，検者内信頼性にも関与している可能性がある．山崎らは，男性測定者による，徒手固27

地域理学療法学

Vol. 2 （2023）

定での膝伸展筋力測定の検者内信頼性を調査し，被験ら，高齢者や神経や運動器に疾患のある対象では，膝者の膝伸展筋力が 30 kgf 以下の場合は，ICC（1.1）が伸展筋力測定の ICC や，信頼性の担保される測定条

37)0.993，40 kgf 以上の場合は0.402であり ，膝伸展筋

件が異なる可能性がある．先行研究では，虚弱高齢者力が高いと検者内信頼性が低くなるという結果が報告

や脳卒中，神経筋疾患のような膝伸展筋力が比較的低されている．本研究では，被験者 H で最大 35.5 kgf，い者を対象とし，膝伸展筋力の信頼性を調査した結果，

I で最大 30.9 kgf と 30 kgf を超える膝伸展筋力が示さ

高い信頼性が得られたという多数の報告がある

れている．そのため，被験者の膝伸展筋力が強く，検本研究と比較し，膝伸展筋力の弱い被験者を対象とし

者内信頼性が低くなった可能性がある．

た場合，測定値の信頼性は担保されるであろう．しか

22,27,28)．

一 方 で，女 性 測 定 者 D で は，最 大 徒 手 固 定 力 がしながら，脳卒中や神経筋疾患では，代償動作や測定

20.4 kgf と低値であるが，検者内信頼性は高値であっ姿勢を保持できない場合があり，さらなる調査が必要た．健常者の膝伸展筋力を調査した先行研究では，女である．また，アスリートのような筋力の強い対象で性測定者の測定値が，被験者の筋力の大小によらず，は，徒手による固定が行えず膝伸展筋力の測定が困難

26,37)

20 kgf 付近に収束することを報告しているであると考えられ，ベルトの活用や他の方法の検討が．また，必要であろう．

測定者の徒手固定力が弱い場合，測定値は，被験者の有害事象として，被験者 H において，膝伸展筋力

膝伸展筋力を反映しているのではなく，測定者の徒手
26,37)．本の測定後から翌日にかけ下腿に発赤を認めた．これは，研究において，測定者の中で，最も徒手固定力が強い

HHD の外枠のプラスティック部分での圧迫により生

男性測定者 A の測定値が，22.4 kgf から 35.5 kgf でじた可能性がある．被験者 H は，最も膝伸展筋力があ る の に 対 し，女 性 測 定 者 D は 17.0 kgf か ら 24.2

高値を示しており，膝関節90°での固定を行えず，パッ

kgf と 20 kgf 付近に収束している．このことから，先ドの下部に圧が偏ってしまったことが考えられる．有

固定力を反映している可能性を示唆している

行研究と同様に，女性測定者は，被験者の膝伸展運動

害事象は，HHD の一点に圧がかからないよう十分なを固定できず，一定の値を示したことで検者内信頼性練習を行うことや，タオル等を用いて緩衝させることが高くなったと考えられる．

で軽減するであろう．

検者内信頼性の系統誤差に関しては，測定者 C の結

1 回目と 2 回目の組み合わせで，測定者内の比例誤差を認めた．これは，検者間信頼性と同様に，統計解析論

簡易 HHD における膝伸展筋力の検者内信頼性は，

41)の反復による多重性の問題であると考えられる ．

男性測定者で良好であり，女性測定者では低い信頼性となった．信頼性には，測定者の握力や徒手固定力が3．信頼性の担保される測定条件

影響している可能性があり，測定前に測定者自身の徒
手固定力を把握する必要がある．信頼性の担保される信頼性が担保される測定条件に関して調査した結果，

測定条件は，男性測定者 1 名で 1 回以上の測定あった．

男性測定者あるいは女性測定者のみの場合は 1 名で 1
回以上，性別を問わない場合は， 1 名で 3 回以上，あ利益相反（Conflict of Interest）

るいは 2 名以上となった．
しかしながら，女性の徒手固定力が 20 kgf 程度にとどまる

26,37)

開示すべき利益相反はない．

という点を踏まえると，女性など徒手固

謝辞（Acknowledgments）

定力が低い測定者の場合，測定値の妥当性は低いといえるだろう．また，複数人での測定は，臨床場面にお研究に協力していただいた測定者，被験者の方々にいて実現性が乏しいことを考慮すると， 1 名の男性測

厚く御礼を申し上げ，感謝の意を表します．

定者が 1 回以上行うことが最も一般化可能性が高いと文献（References）

考えられる．本研究における男性測定者の MDC は，検者内にて最小が 1.87 kgf，最大で 3.86 kgf である．

1） 和才嘉昭，嶋田智明：測定と評価．リハビリテーション医学全書 5 ．医歯薬出版，東京，1989，pp. 232-243.
2） 浅川康吉，池添冬芽，他：高齢者における下肢筋力と起居・移動動作能力の関連性．理学療法学．1997; 24: 248253.
3） den Ouden ME, Schuurmans MJ, et al. Physical functioning
is related to both an impaired physical ability and ADL
disability: a ten year follow-up study in middle-aged and

そのため，3.86 kgf よりも大きな差が認められた場合
は，測定誤差以上の変化が生じたものであると判断することが可能となる．
4．本研究の限界
本研究の限界として，被験者が健常者であることか
28

安価な簡易的徒手筋力計を用いた膝伸展筋力における再現性の高い測定条件：一般化可能性理論を用いた検者間・検者内信頼性及び絶対信頼性の検討
older persons. Maturitas. 2013; 74: 89-94.
4） Kim YH, Kim KI, et al. Muscle strength: a better index of
low physical performance than muscle mass in older adults.
Geriatr Gerontol Int. 2016; 16: 577-585.
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29

地域理学療法学

Vol. 2 （2023）

Reproducible measurement conditions for knee extensor strength using an inexpensive,
simple manual muscle strength test: An investigation of inter- and intra-examiner
reliability and absolute reliability using generalizability theory
1,

2,3

2,3

Sho SUGITA *, Shuhei FUJIMOTO , Kanako KOMUKAI
1

2

Luxem Co., Ltd
Shizuoka Graduate University of Public Health3
Rehatech Links Inc.

Objective: The purpose of this study was to investigate the measurement conditions to ensure the accuracy
and reliability of knee extensor muscle strength measurement as the effectiveness of a simple, inexpensive
manual muscle strength meter.
Methods: Five physical therapists（three males and two females）measured knee extensor strength in healthy
adults. The reliability indices were the intra- and interinspector reliability of each measurer and the measurement
error, which is absolute reliability. The measurement conditions that ensure reliability were also calculated.
Results: The intra-examiner reliability［ICC（1.1）］was 0.88, 0.92, and 0.94 for male subjects, and 0.71 and0.82 for female subjects. The inter-obser ver reliability［ICC（2.1）］was 0.36 for the five assayers, 0.89 forthe male assayer, and 0.32 for the female assayer, with good values only for the male assayer. The reliabilityof the measurement was assured when the measurement was performed more than once by one person
when the measurement was performed only by a male or female measurer, or more than three times by one
person or more than two people when the measurement was performed regardless of gender.
Conclusion: An inexpensive simple manual muscle strength test can provide reliable results when used bymale measurers.
Key words: Evaluation, hand-held dynamometer, generalizability study, error, absolute reliability* Corresponding author30

地域理学療法学 Vol. 2 pp. 31-38 （2023）

原著

ADL 障害を有する地域在住高齢者における通所リハビリテーション
開始時の運動機能と入院および死亡イベントとの関連
平井

1,

2,3

智也 *，上出直人 ，重田1

暁【目的】日常生活動作（以下，ADL）障害を有する地域在住高齢者における入院および死亡イベント（以下，イベント）発生を識別する運動機能のカットオフ値を算出し，イベント発生との関連を調査した．【方法】
当院通所リハビリテーションに通所する65歳以上かつ Barthel index が100点未満の利用者143例（81.4±6.7
歳，女性102例）を対象とし，最大 3 年間追跡した．イベント発生を識別する運動機能（握力，膝伸展筋力，
快適歩行速度）のカットオフ値を算出し，イベント発生に関連する運動機能を調査した．【結果】追跡期
間中に，65例（44％）の利用者にイベントが発生した．イベント発生を識別する握力のカットオフ値は15.6 kg，膝伸展筋力は 15.2 kgf，快適歩行速度は 0.89 m/s と算出され，握力 15.6 kg 未満および快適歩
行速度 0.89 m/s 未満であることはイベント発生に関連することが示された．【結論】ADL 障害を有する
地域在住高齢者におけるイベント発生の識別には握力と快適歩行速度の評価が有用であることが示唆された．
キーワード：地域在住高齢者，予後予測，運動機能

は

じ

め

のカットオフ値としてそれぞれ定められている．しかにし，身体的フレイルやサルコペニアを診断する運動機

1)

2)

能のカットオフ値は日常生活活動（Activities of Daily

地域在住高齢者における握力 や膝伸展筋力 ，歩3)

行速度 といった運動機能の低下は，入院や死亡とLiving：以下，ADL）障害の有無による変動を考慮しいった有害事象の発生と強く関連する．また，近年でたものではない．つまり，ADL 障害を有する地域在

4)5)はフレイル やサルコペニア といった概念の普及や，住高齢者に，フレイルやサルコペニアを診断するため

フレイルやサルコペニアの有病が地域在住高齢者の有のカットオフ値を当てはめることで，大半がフレイル

6,7)

されてい

やサルコペニアに該当してしまい，正確にリスクを層ることからも，高齢者における運動機能の重要性が高別化することができないと考えられる．前述した，地害事象の発生に強く影響することが報告
8)

まっている．フレイルの診断 において，歩行速度

域在住高齢者の有害事象を識別するカットオフ値も同（1.0 m/s）と握力（男性が 28 kg，女性が 18 kg）が，様に，ADL 障害を有する地域在住高齢者に当てはめ9)ることはできないと考えられる．

アジア人におけるサルコペニアの診断 において，歩行速度（1.0 m/s 未満）もしくは 5 回椅子立ち座りテ

一般的に，ADL 障害を有する地域在住高齢者は，スト（12秒）か Short physical Performance Battery（ 9ADL が自立した地域在住高齢者と比べて入院や死亡点）と握力（男性が 28 kg，女性が 18 kg）が運動機能といった有害事象のリスクが高い

1

生リスクの高い集団の中で，さらにリスクの層別化を

北里大学北里研究所病院リハビリテーション技術科
北里大学医療衛生学部
3
北里大学大学院医療系研究科* 責任著者連絡先：北里大学北里研究所病院リハビリテーショ
ン技術科〒108-8642 東京都港区白金5-9-1
TEL：03-3444-6161，FAX：03-3444-2530
E-mail：pt-hirai@insti.kitasato-u.ac.jp（受付日 2022年 6 月29日，受理日 2022年 9 月16日，
J-STAGE 早期公開日 2022年12月 7 日）
doi: 10.57351/jjccpt.JJCCPT22002

10,11)．有害事象の発することで，有害事象の発生予防につながることが期

2待される．さらに，ADL が低下している高齢者は，
入 院 を 契 機 に ADL の 更 な る 低 下
難13,14)，死亡

15-17)

12)

や自宅退院困などその後の生活に支障をきたすことが知られていることから，ADL 障害を有する地域
在住高齢者における有害事象の予測と予防は重要と考えられる．また，近年，高齢化が進むにつれ，要支援，
18)

要介護認定者も増えており ，それに伴い，通所リハ© 2023 Japanese Society of Community-based Comprehensive Physical Therapy. This is an open access article under
the terms of the Creative Commons Attribution license（https://creativecommons.org/licenses/by/4.0/）.

31

地域理学療法学測定した．最大値を解析値に採用した．

ビリテーション（以下，通所リハビリ）利用者も増
19)Vol. 2 （2023）

しており，ニーズは高まっていると考えられる．

快適歩行速度の測定は，始点と終点に各 3 m の加

有害事象のリスクが高く，有害事象後の予防が重要と速路と減速路を含む 16 m の平坦な歩行路を普段通り考えられる ADL 障害を有する地域在住高齢者におけで歩行するように指示し，中間の 10 m の通過に要する運動機能と入院および死亡イベントとの関連や運動る時間をストップウォッチで計測した．測定回数は 2

機能のカットオフ値を明確にすることで，通所リハビ

回とし，計測した時間と距離から快適歩行速度（m/s）

リや通所介護における目標設定や健康管理に役立つ情を算出し，最大値を解析値に採用した．なお，歩行中報となりうることが期待される．

の歩行補助具の使用を許可した．

加

そこで，本研究の目的は，第 1 に ADL 障害を有す
4．主要アウトカム評価る地域在住高齢者における入院および死亡イベントの発生を識別する運動機能のカットオフ値を算出するこ本研究における主要アウトカム評価として，予定さと，第 2 に ADL 障害を有する地域在住高齢者におけれた入院を除いた予期しない入院と死亡の有無を調査る運動機能と入院および死亡イベントの発生との関連した．入院および死亡の発生については，通所リハビを明らかにすることとした．

リの利用開始から最大 3 年間の追跡調査を行い，イベ方ントの発生の有無は診療録より調査した．なお，死亡法については，死亡要因を問わず，全死亡で解析を行っ

1．研究デザイン

た．

本研究は，単一施設における後方視の観察研究であ5．交絡因子の調査

る．研究の実施にあたり，個人情報の取り扱いには十分配慮し，研究参加への同意についてはオプトアウト

交絡因子に関する調査項目として，通所リハビリ開を用いた．また，本研究は北里大学北里研究所病院研

始時の年齢，性別，Body Mass Index（以下，BMI），

究倫理委員会の承諾を得て行った（承認番号：18034）．

要介護度，主疾患，生活習慣病の有無（高血圧症，脂質異常症，糖尿病の有無），追跡期間について診療録

2．対象より調査した．本研究において主疾患については，骨2014年 4 月から2018年12月の間に，当院の通所リハ

折や人工関節術後などの整形外科疾患，脳梗塞や脳出ビリの利用を開始した連続165例のうち，65歳未満の血，パーキンソン病などの中枢神経疾患，心不全や癌

利用者（n＝ 6 ），通所リハビリ開始時に運動機能のなどのその他の疾患に分類した．

測定が困難であった利用者（n＝10），Barthel index
6．統計学的解析（以下，BI）が100点の利用者（n＝ 6 ）を除いた143
例を解析の対象とした．なお，BI は通所リハビリ開入院または死亡イベントが発生しなかった利用者を始時に担当者が評価し，リハビリテーション実施計画

非イベント群，発生した利用者をイベント群とし，両書に記載されている点数を採用した．

群における調査項目を対応のない t 検定とカイ 2 乗検定を用いて比較した．次に，入院または死亡の発生率

3．運動機能の測定と各運動機能との関連については，各運動機能におけ運動機能の測定は，通所リハビリの利用開始時に通る入院および死亡イベントを予測するカットオフ値で所リハビリ担当者が実施し，測定項目は，一般的に地2 群に分類した後，kaplan-meier 曲線および log-rank

域在住高齢者の予後に影響するとされている握力，等

検 定 を 用 い て 分 析 し た．な お，Receiver Operating

尺性膝伸展筋力（以下，膝伸展筋力），10 m 快適歩行

Characteristic Curve 解析（以下，ROC 曲線解析）を速度（以下，快適歩行速度）であった．

行い，曲線下面積（Area under the curve：以下，AUC）

握力の測定は，デジタル握力計（グリップ D，TKK-とカットオフ値を算出した．カットオフ値は，Youdenʼs5401，竹井機器工業，新潟）を用いて，肘関節伸展位

Index（感度 + 特異度− 1 ）が最大になる時点の運動の立位で 3 秒間測定した．握り部分は示指の近位指節機能と定義した．さらに，入院および死亡と関連する間関節が90度となるように調節し，測定は左右 2 回ず因子については，Cox 回帰分析を行った．その際，単つ行い，最大値を解析値に採用した．

変量解析で有意となった項目に加え，性別を独立変数

膝伸展筋力の測定は，筋力測定器（μ -tas F1，アニマ株式会社，東京）を用いて，股関節および膝関節90度の座位で 5 秒間の等尺性膝伸展筋力を左右 2 回ずつに投入した．なお，本研究においては，診療録での追跡が困難になった時点で打ち切りとして生存分析を行なった．また，入院後に死亡となった利用者について
32

ADL 障害を有する地域在住高齢者における通所リハビリテーション開始時の運動機能と入院および死亡イベントとの関連は，入院の時点で打ち切りとして解析した．統計ソフ

整形外科疾患が13例（20％），脱水や炎症性疾患など

トは SPSS ver 27，IBM を使用し，有意水準は 5 ％とその他が20例（31％）で，死亡は 2 例（癌と循環器疾した．

患）であった．

結果

2．入院または死亡イベントの発生を予測する運動機
能のカットオフ値

1．対象全体の通所リハビリ開始時の調査測定項目とイベント群および非イベント群における比較

入院または死亡イベントの発生を識別する通所リ

平均749±386日の追跡期間中に，65例（44％）の利

ハビリ開始運動機能のカットオフ値を算出するため，用者に予期しない入院および死亡イベントが発生した．

ROC 曲線解析を行ったところ，握力のカットオフ値はまた，イベント群の年齢，要介護 3 認定率，中枢神経15.6 kg（AUC＝0.639，感度＝0.833，特異度＝0.477，

疾患有病率，高血圧症有病率は非イベント群よりも有P＝0.004），膝伸展筋力は 15.2 kgf（AUC＝0.619，感意に高く，BMI，BI，要支援 1 認定率，整形外科疾患

度＝0.679，特異度＝0.523，P＝0.015），快適歩行速度

有病率，追跡期間，握力，握力 15.6 kg 未満の割合，

は 0.89 m/s（AUC＝0.654，感 度＝0.564，特 異 度＝

膝伸展筋力，膝伸展筋力 15.2 kgf 未満の割合，快適

0.769，P＝0.002）と算出された．

歩行速度，快適歩行速度 0.89 m/s 未満の割合が非イ
3．各運動機能の高値群と低値群におけるイベント発

ベント群よりも有意に低かった（表 1 ）．また，入院生率の比較

および死亡イベントの内訳は，脳梗塞や脳出血など中枢神経疾患が 5 例（ 8 ％），癌が 8 例（12％），肺炎な

ROC 曲線解析より算出されたカットオフ値を基準

ど呼吸器疾患が 9 例（14％），心不全や不整脈など循

にそれぞれ 2 群に分け，入院および死亡イベント発生

環器疾患が10例（15％），骨折や人工関節の手術など率を比較したところ，握力において，低値群は高値群

表1

イベント群および非イベント群における調査測定項目の比較
全体（n＝143）

イベント群（n＝65）

非イベント群（n＝78）

年齢，歳81.4±6.7
女性，n（％）
102（71）
2
BMI，kg/m
23.4±4.0BI，点87.2±12.2
要支援 1 ，n（％）
52（36）
要支援 2 ，n（％）
34（24）
要介護 1 ，n（％）
26（19）
要介護 2 ，n（％）13（9）
要介護 3 ，n（％）12（8）
要介護 4 ，n（％）3（2）
要介護 5 ，n（％）3（2）
整形外科疾患，n（％）
119（83）中枢神経疾患，n（％）
21（15）
その他，n（％）7（5）
HT，n（％）
79（55）
DL，n（％）
37（26）
DM，n（％）
32（22）
追跡期間，日749±386
握力，kg
19.1±6.6
握力 15.6 kg 未満，n（％）
44（31）
膝伸展筋力，kgf
17.4±6.7
膝伸展筋力 15.2 kgf 未満，n（％）
59（41）
快適歩行速度，m/s
0.81±0.30
快適歩行速度 0.89 m/s 未満，n（％）
84（59）

82.9±6.7
47（72）
22.6±3.782.8±15.2
36（55）
18（28）
11（17）
7（11）
2（3）
2（3）
2（3）
48（74）
14（22）
4（6）44（65）
17（26）
17（26）
429±31017.5±5.931（48）
15.8±5.934（52）
0.73±0.25
50（77）

80.1±6.655（71）
24.1±4.1
90.8±7.0
16（21）
16（21）
15（19）
6（8）10（13）1（1）1（1）
71（91）7（9）3（4）
35（45）
20（26）
15（13）
1,016±189
20.5±6.9
13（17）
18.8±7.125（32）
0.88±0.31
34（44）

P value
0.014*
0.813
0.021*＜0.001*0.008*
0.830
0.166
0.958
0.006*
0.670
0.670
0.006*
0.035*
0.524
0.006*
0.867
0.323＜0.001*0.006*＜0.001*0.005*
0.014*
0.001*＜0.001*

平均値±標準偏差で表示，n（％）で表示，*; P＜0.050, BMI; Body Mass Index, BI; Barthel Index,
HT; Hypertension, DL; Dyslipidemia, DM; Diabetes Mellitus
33

地域理学療法学

表2aLog-rank test

握力≧15.6kg

P＜0.001*100Vol. 2 （2023）

入院および死亡イベントの発生に関連する因子の検討
単変量解析

握力<15.6kg

イベント発生率（％）

8060

年齢， 1 歳ごと
性別，女性
2
BMI，1 kg/m ごと
BI， 1 点ごと
要介護
整形外科疾患
中枢神経疾患
その他
HT あり
DL あり
DM あり
握力 15.6 kg 未満
膝伸展筋力 15.2 kgf 未満
快適歩行速度 0.89 m/s 未満

40

20

0
0

180

360

540

No. at risk（n）

720

900

1080

観察期間（日）

握力≧15.6kg

99

93

79

75

62

56

51

握力<15.6kg

44

33

25

21

18

14

8

b

Log-rank test
P＝0.010*100

膝伸展筋力≧15.2kgf
膝伸展筋力<15.2kgf

イベント発生率（％）

80

60

40

HR

95％ CI

P value

1.045
0.979
0.934
0.965
1.877
0.388
2.112
1.743
2.123
1.035
1.410
2.573
1.879
3.188

1.007-1.086
0.746-1.285
0.874-1.000
0.950-0.980
1.153-3.054
0.222-0.677
1.166-3.822
0.633-4.801
1.262-3.573
0.595-1.801
0.810-2.452
1.689-4.486
1.155-3.059
1.787-5.688

0.021*
0.878
0.049*
0.001*
0.011*
0.001*
0.014*
0.283
0.005*
0.903
0.224
0.001*
0.011*
0.001*

HR; Hazard Ratio, CI; Confidence Interval, *; P＜0.050, BMI;
Body Mass Index, BI; Barthel Index, HT; Hypertension, DL;
Dyslipidemia, DM; Diabetes Mellitus

20

0
0

180

360

540

No. at risk（n）

720

900

1080

観察期間（日）膝伸展筋力≧15.2kgf 84

78

67

63

53

45

42

膝伸展筋力<15.2kgf

47

37

34

28

26

17

59

因子について Cox 回帰分析にて検討したところ，単変量解析では，年齢，BMI，BI，要介護，主疾患，
HT，握力 15.6 kg 未満，膝伸展筋力 15.2 kgf 未満，

cLog-rank test

イベント発生率（％）

快適歩行速度 0.89 m/s 未満が有意に入院および死亡

歩行速度≧0.89m/s

P＜0.001*100

歩行速度<0.89m/s

80

イベントと関連を認めた（表 2 ）．また，多変量解析

60の結果，握力が 15.6 kg 未満および快適歩行速度が0.89 m/s 未満であることは，交絡因子と調整後も独40

立して入院および死亡イベント発生に関連することが示された（表 3 ）．

20

0
0

180

360

540

900

1080

歩行速度≧0.89m/s

59

57

51

48

42

39

36

歩行速度＜0.89m/s

84

68

53

48

38

31

23

No. at risk（n）

720

考

観察期間（日）察

本研究においては，ADL 障害を有する地域在住高

図1

各運動機能のカットオフ値における入院および死亡
イベント発生率の比較
a：握力におけるカットオフ値（15.6 kg）分類での比較，b：
膝伸展筋力におけるカットオフ値（15.2 kgf）分類での比較，
c：快適歩行速度におけるカットオフ値（0.89 m/s）分類での比較

院および死亡イベントの発生を識別する運動機能のカッよりも有意に入院または死亡イベントの発生率が高い

15.2 kgf，快適歩行速度が 0.89 m/s と算出された．特ことが示された（図1-a，70 vs 34％，P＜0.001）．まに，握力が 15.6 kg 未満および快適歩行速度が 0.89

た，膝 伸 展 筋 力（図 1-b，58 vs 37％，P＝0.010）とm/s 未満は，交絡因子とは独立して調整後も入院およ

快適歩行速度（図1-c，60 vs 25％，P＜0.001）におい

び死亡イベントの発生に影響することが示された．

齢者を対象に，入院および死亡イベントの発生を識別する運動機能のカットオフ値を算出し，運動機能と入院および死亡イベントの発生との関連を明らかにした．
まず，ADL 障害を有する地域在住高齢者における入トオフ値はそれぞれ，握力が 15.6 kg，膝伸展筋力がても同様に，低値群は高値群よりも有意に入院および地域在住高齢者の運動機能と予後との関連は，これ死亡イベントの発生率が高いことが示された．

までに数多く報告されている．地域在住高齢者の握力と予後について，Ling ら

4．入院および死亡イベントの発生に関連する因子の20)は85歳の地域在住高齢者を対象に，女性は 16 kg，男性は 27 kg 未満で死亡リ
21)

検討

スクが高まること，Newman ら

最後に，入院および死亡イベントの発生に関連するを対象に，女性は 20 kg，男性は 30 kg を下回ると死
34

は地域在住高齢者

ADL 障害を有する地域在住高齢者における通所リハビリテーション開始時の運動機能と入院および死亡イベントとの関連表3

入院および死亡イベント発生に関連する因子の検討
多変量解析
モデル 1
95％ CIHR
年齢， 1 歳ごと
性別，女性
2
BMI，1 kg/m ごと
BI， 1 点ごと
整形外科疾患
中枢神経疾患HT
握力 15.6 kg 未満
膝伸展筋力 15.2 kgf 未満
快適歩行速度 0.89 m/s 未満

1.032
1.116
0.949
0.972
0.401
0.913
1.783
1.898

モデル 2
95％ CI

P valueHR

0.991-1.076 0.129
0.601-2.070 0.729
0.884-1.018 0.143
0.956-0.988 0.001*
0.140-1.152 0.090
0.304-2.744 0.872
1.037-3.067 0.036*
1.105-3.261 0.020*

1.039
1.309
0.942
0.970
3.174
1.218
0.574

モデル 3
95％ CI

P valueHR

0.998-1.082 0.059
0.709-2.417 0.389
0.879-1.010 0.091
0.955-0.986 0.001*
1.098-9.177 0.033*
0.400-3.710 0.728
0.335-0.984 0.043*

1.029
1.330
0.922
0.978
0.375
0.766
2.009

1.303 0.772-2.198

0.321

P value

0.988-1.071 0.169
0.695-2.546 0.389
0.861-0.987 0.019*
0.961-0.995 0.010*
0.140-1.002 0.050
0.275-2.132 0.610
1.157-3.490 0.013*

2.598 1.385-4.876 0.003*

HR: Hazard ratio, CI: Confidence interval, *: P＜0.050, BMI: Body Mass Index, BI: Barthel index, HT: Hypertension

亡リスクが高まることを報告している．歩行速度につADL 障害を有する地域在住高齢者を対象に検討する

いては，快適歩行速度が 1.0 m/s 以上の地域在住高必要があるが，現時点ではそのような先行研究はない．

22)

齢者は平均寿命を超える

本研究は，介護度や身体機能の状況ではなく BI でこと，1.0 m/s を下回ると23,24)とされている．しかADL を評価し，何らかの ADL 障害がある地域在住高し，これらの先行研究は主に ADL が自立した地域在齢者のみを対象に，運動機能と入院および死亡イベン

住高齢者を対象にしている．ADL 障害のある地域在トとの関連を調査し，イベントの発生を識別する運動

住高齢者を含む研究もあるが，その割合は数％である機能のカットオフ値を明らかにした点で新規性を有しため，ADL 障害のある高齢者に適応できる結果であている．さらに通所介護の現場における健康管理のたるとは言い難い．そのため，これらの論文で報告されめの評価指標として有用な情報を提供することができているカットオフ値は，ADL 障害を有する地域在住たと考える．また，握力や歩行速度の測定は特別な道

高齢者の有害事象の発生リスクを評価する指標として具も必要とせずに，日常の臨床で幅広く用いられる評

適切ではないと考えられる．冒頭でも述べたように，

価指標の一つであることからも，本研究で得られたフレイルやサルコペニアの診断基準となっている握力

カットオフ値は日常診療に応用することも可能と考えや歩行速度は，ADL 障害の有無を考慮しておらず，られる．

入院や死亡のリスクが高まる

ADL 障害を有する地域在住高齢者にそのまま適用し握力および快適歩行速度は，年齢や疾患，ADL なて評価することはできないと考えられる．実際に，本

どの交絡因子と調整後も，独立して入院や死亡イベン

研究の対象にフレイルやサルコペニアの診断基準であトの発生に関連する因子であった．握力は，簡便に測るカットオフ値を当てはめたところ，握力のカットオ

定することができ，信頼性

フ値を下回る利用者は84例（59％），快適歩行速度の

全身の筋力を反映

日本人地域在住高齢者のフレイル有病率に優れている．握力はすること，栄養の指標
29-31)

カットオフ値を下回る利用者は96例（67％）であった．
25)

27)

26)

うること，身体活動量に関連

28)

となり

することが報告されは8.7％，ていることから，握力の低下は単純な筋力の評価のみ

サルコペニア有病率 は男性が11.5％，女性が16.7％

ならず，健康状態の評価指標となることが考えられる．

と報告されていることから，ADL 障害を有する地域

そのため，握力の低下が入院や死亡といった有害事象

在住高齢者においてはリスクの高い高齢者を適切に識の発生に関連したと考えられた．快適歩行速度の評価

別するには限界があると考えられる．有害事象のリスも握力と同様に，信頼性クが高いとされる ADL 障害を有する地域在住高齢者

血圧や脈拍といったバイタルサインを日常的に測定すのなかから，有害事象のリスクが高い対象者を適切にるのと同じように重要識別するには，ADL 障害を有する対象者固有の運動

歩行には，骨格筋のパフォーマンスや状態

7)

34)

37)

38)

32)

33)

や妥当性

に優れており，な評価と位置付けられている．
39)

35,36)，運動40)

機能のカットオフ値の必要性があると言える．ADLの制御 ，感覚や知覚 ，持久力 ，認知機能障害を有する地域在住高齢者において，入院や死亡と骨格筋の機能だけではなく，心臓や肺などの循環器系

いった有害事象のリスクを適切に評価するためには，および神経系の機能など様々な器官の働きが必要とさ
35など，

地域理学療法学れている．つまり，歩行速度の評価は，単なる移動能

strength in people aged 60 years and older: A systematic
review and meta-analysis. Geriatr Gerontol Int. 2016; 16:力の指標ではなく，骨格筋系や循環器系，神経系と5-20.
2） Guadalupe-Grau A, Jose AC, et al. Association of regional
muscle strength with mortality and hospitalisation in older
people. Age and Ageing. 2015; 44: 790-795.
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Geriatr Soc. 1999; 47: 1257-1260.
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for a phenotype. J Gerontology A Biol Sci Med Sci. 2001; 56:
M146-M156.
5） Rosenberg IH: Sarcopenia: Origins and clinical relevance. J
Nutr. 1997; 127: 990S-991S.
6） Vermeiren S, Vella-Azzopardi R, et al. Frailty and thePrediction of Negative Health Outcomes: A Meta-Analysis. J
Am Med Dir Assoc. 2016; 17: 1163.e1-1163.e17.
7） Kitamura A, Seino S, et al. Sarcopenia: prevalence,associated factors, and the risk of mortality and disability in

いった身体の機能低下を反映していると考えられている．以上より，握力や歩行速度といった運動機能の低下は，筋力や移動能力の評価のみならず，身体の健康状態を反映する評価でもあることから，入院や死亡イ
ベントといった有害事象の発生に関連したと考えられる．
1．研究の限界
本研究の限界として，単施設による研究のため整形外科疾患の対象が多く偏りがあること，通所リハビリ
介入によりその後の運動機能や ADL，介護度などの変化が考慮されていないことが挙げられる．本研究で算出された運動機能のカットオフ値は AUC＜0.7であり，予測精度としては十分ではない可能性がある．予
測精度を向上させるためにさらになる検証が必要である．本研究のアウトカムは入院と死亡を合わせた複合

Japanese older adults. J Cachexia Sarcopenia Muscle. 2021;

アウトカムとなっており，入院と死亡それぞれでカッ

12: 30-38.
8） Satake S, Arai H, et al. The revised Japanese version of the
Cardiovascular Health Study criteria（revised J-CHS
criteria）. Geriatr Gerontol Int. 2020; 20: 992-993.
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2019 Consensus Update on Sarcopenia Diagnosis andTreatment. J Am Med Dir Assoc. 2020; 21: 300-307.
10） St John PD, Tyas SL, et al. Multimorbidity, disability, andmortality in community-dwelling older adults. Can Fam
Physician. 2014; 60: e272-e280.
11） Fried LP, Guralnik JM. Disability in older adults: Evidence
regarding significance, etiology, and risk. J Am Geriatr Soc.

トオフ値が異なる可能性がある．また，機能低下のために施設への入所や自宅での療養に移行され，追跡が困難となった利用者が含まれるため，全対象者を全ての期間追跡できていないことから，バイアスが生じている可能性も少なからず考えられる．本研究のサンプ
ル数の影響から，握力のカットオフ値を男女別で解析できていないことも研究の限界としてあげられる．

結Vol. 2 （2023）

論

ADL 障害を有する地域在住高齢者における入院お1997; 45: 92-100.
12） 齋藤正和，堀健太郎，他：多施設共同研究による高齢心不全患者の退院時日常生活動作（ADL）に関連する因子の検討．理学療法学．2015; 42: 81-89.
13） 横田純一，髙橋 蓮，他：高齢心不全患者の自宅退院の予測因子についての検討．理学療法学．2021; 48: 79-86.
14） 湯﨑仁美，吉田つかさ，他：急性期脳卒中患者におけるBarthel Index と転機先の関連．高知リハビリテーション
学院紀要．2014; 15: 45-48.
15） 安井まや，西村浩一，他：COPD 急性増悪を対象とした
呼吸リハビリテーション―京都桂病院での 5 年間の経験．
日 本 呼 吸 ケ ア・リ ハ ビ リ テ ー シ ョ ン 学 会 誌．2011; 21;
40s-46s
16） Takabayashi K, Iwatsu K, et al. Clinical characteristics andoutcomes of hear t failure patients with long-term careinsurance―Insights from the kitakawachi clinicalbackground and outcome of heart failure registr y. Cir J.

よび死亡イベントの発生を識別する運動機能のカット
オフ値は握力が 15.6 kg，膝伸展筋力が 15.2 kgf，快適歩行速度が 0.89 m/s と算出された．また，握力と快適歩行速度の低下は交絡因子と調整後も入院および死亡イベントの発生に関連したことから，ADL 障害を有する地域在住高齢者における有害事象の発生を予測する評価として有用であることが示唆された．

利益相反（Conflict of Interest）
開示すべき利益相反はない．

謝辞（Acknowledgments）
本研究の実施に協力くださった北里大学北里研究所
病院リハビリテーション技術科の関係各位に深謝いた

2020; 84: 1528-1535.
17） 岡田昌浩，岡崎和子，他：Barthel index の項目と終末期します．

がん患者の死亡率との関連性．医療薬学．2019; 45: 605609.
18） 厚 生 労 働 省 ホ ー ム ペ ー ジ：介 護 給 付 費 等 実 態 統 計．
https://www.mhlw.go.jp/toukei/saikin/hw/kaigo/kyufu/

文献（References）
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36

ADL 障害を有する地域在住高齢者における通所リハビリテーション開始時の運動機能と入院および死亡イベントとの関連
19/index.html（2022年 8 月21日引用）
19） 厚生労働省ホームページ：令和元年度 介護保険事業報告．
https://www.mhlw.go.jp/topics/kaigo/osirase/jigyo/19/
index.html（2022年 8 月21日引用）
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30） Gianoudis J, Bailey CA, et al. Associations between

37

地域理学療法学

Vol. 2 （2023）

Relationship between the physical functions with hospitalization andmortality in patients with ADL disability
1,

2,3

Tomoya HIRAI *, Naoto KAMIDE , Kyou SHIGETA
1

1

Department of Rehabilitation, Kitasato University Kitasato Institution Hospital2
School of Allied Health Science, Kitasato University
3
Graduate School of Medical Sciences, Kitasato University

Objective: The purpose of this study was to clarify the relationship between physical function and hospitalization,mortality in community-dwelling older people with disabilities, and to determine the cut-off values of the physicalfunction tests that are predictable of the occurrence of hospitalization and mortality events.
Method: We analyzed 143 community-dwelling older people aged 65 years and older who had non-full marks
for the Barthel index. The subjects were followed up for 3-years and the cut-off values that identified theoccurrence of hospitalization and mortality events for physical function tests were calculated. We also
investigated the relationship between the occurrence of hospitalization and mortality events and physicalfunction by Cox regression analysis.
Result: During an average follow-up of 749±386 days, 65（44％）people were hospitalized or died. The cut-off
values of physical function that predict the occurrence of hospitalization and mortality events were grip
strength of 15.6 kg, knee extension strength of 15.2 kgf, and comfortable walking speed was calculated as
0.89 m/s. Cox regression analysis showed that grip strength less than 15.6 kg and comfortable walking
speed less than 0.89 m/s were significantly associated with the occurrence of hospitalization or mortality
events, even if confounding factors were adjusted.
Conclusion: The cut-off values of the physical function tests（grip strength: 15.6 kg, knee extension strength:15.2 kgf, comfortable walking speed: 0.89 m/s）were calculated, and those could predict hospitalization andmortality events in community-dwelling older people with disability of ADL. Especially, among physicalfunctions, assessment of grip strength and comfortable walking speed has been shown to be useful for theprediction of hospitalization and mortality events.
Key words: Community-dwelling, physical function, Hospitalization and mortality* Corresponding author

38

地域理学療法学 Vol. 2 pp. 39-51 （2023）

原著

地域理学療法におけるアウトカム評価指標の使用状況と必要条件および障壁―日本地域理学療法学会会員を対象とした web アンケート調査―
1,2,
尾川 達也 *，合田
1,6
脇田 正徳 ，杉田

1,3

1,4

1,5

秀人 ，石垣 智也 ，齋藤 崇志 ，
1,7
1,8
1,6
翔 ，牧迫飛雄馬 ，池添 冬芽【目的】地域理学療法の標準化されたアウトカム評価指標（Standardized Outcome Measures: SOM）の作成・普及に向け，アウトカム評価指標の使用状況と必要条件，および障壁を調査することを目的とした．
【方法】日本地域理学療法学会会員の中で要介護認定者への通所，訪問，施設サービスに従事する者を対
象に web アンケートを実施した．【結果】回答数は188名．アウトカム評価指標の使用に対して83.5％は重要と認識している一方，日常的に使用している者は44.7％であった．必要条件としては，尺度特性で信頼性や変化の検出可能性，測定方法で評価に必要な準備物や金銭的負担，実施時間が各々上位 2 つであった．また，障壁としては，教育不足や仲間と話す機会の不足が上位 2 つであった．【結論】アウトカム評
価指標への重要性に対する認識と実際の使用状況との間に乖離を認めた．アウトカム評価指標の日常的な使用に至るには，実用性を考慮した SOM の作成と地域理学療法に特徴的な障壁に対処していく必要があると考える．
キーワード：アウトカム，標準化，評価指標，必要条件，障壁

は

じ

め

Evidence-Based Medicine（以下，EBM）の実践が進めにられる中で，標準化されたアウトカム評価指標（Stan-

現在まで健康状態の様々な側面を測定する評価指標

dardized Outcome Measures：以下，SOM）の使用にが開発されている．なかでも，対象者の心身機能や活向けた取り組みが注目されている ．SOM とは，日動，参加などの経時的変化，または介入前後の変化を常的な臨床診療や研究環境で把握できるアウトカムの測定するために使用される場合，それらはアウトカム

主要セットであり，特定の目的に対処するために補足

1,2)

的な評価指標も併用することができるとされている ．

評価指標と呼ばれている3)

4)．理学療法領域においてSOM の多くは生活機能の要因別（心身機能・活動・

1

一般社団法人日本地域理学療法学会
2西大和リハビリテーション病院リハビリテーション部
3
鹿島病院リハビリテーション科
4
名古屋学院大学リハビリテーション学部理学療法学科
5
国立障害者リハビリテーションセンター研究所障害福祉研究部
6
関西医科大学リハビリテーション学部理学療法学科
7
株式会社 Luxem8
鹿児島大学医学部保健学科理学療法学専攻* 責任著者連絡先：西大和リハビリテーション病院リハビリテー
ション部〒639-0218 奈良県北葛城郡上牧町ささゆり台 3 丁目2-2
TEL：0745-71-6688，FAX：0745-71-1111
E-mail：t.ogawa.pt@gmail.com（受付日 2022年 8 月29日，受理日 2022年12月19日，
J-STAGE 早期公開日 2023年 2 月 8 日）
doi: 10.57351/jjccpt.JJCCPT22004

参加）に整備されており，脳卒中やパーキンソン病な5)

ど疾患ごとでの作成も進んでいる ．この SOM を使用する利点として，適切な治療計画の実施，治療経過や効果判定を含む状態のモニタリングに有益となる他，他職種とのコミュニケーションの促進や別の医療環境へ移行する際の治療継続性の向上において利点があ
り

2,6)

7)

，理学療法の質保証に重要とされる ．また，

SOM を臨床で使用することによって，診療上の意思決定に役立つだけでなく，エビデンス構築に貢献する
データセット開発につながることも期待できる．
地域理学療法学とは，「動作や活動への多面的な働
きかけにより人々が地域でのくらしを主体的につくり© 2023 Japanese Society of Community-based Comprehensive Physical Therapy. This is an open access article under
the terms of the Creative Commons Attribution license（https://creativecommons.org/licenses/by/4.0/）.

39

地域理学療法学

Vol. 2 （2023）になる．

あげられるよう探究する学問」と定義されており，その実践領域は支援対象として「個人−集団」という軸

次に，臨床現場で SOM の使用状況に影響する要因と，支援方法として「直接−間接」という軸を直行さとして，アウトカム評価指標を選択する上で必要な条8)件（以下，必要条件）や使用する際の障壁についてもせた 4 つの領域で整理されている ．その中でも，個別−直接支援に当てはまる通所，訪問，施設サービス

考える必要がある．理学療法士による SOM の選択理に従事する理学療法士においては，より個別性に配慮

由としては，短時間で実施できること，患者が理解しした関わりが求められ，対象者 1 人 1 人にとって最適やすいこと，信頼性や妥当性が確認されていること等なアウトカム評価指標を選択することが必要となる．

が挙げられている

2,13,14)．また，SOM を使用する際の2)

しかし，本邦の地域理学療法を対象とした調査では，障壁として，Jett ら は評価指標に関する知識不足や臨床場面で対象者の変化を測定するためにアウトカム

評価時間の長さ，評価の採点・分析の難しさ，対象者

評価指標が適切に用いられていない可能性が指摘されが完遂することの難しさ等を報告している．しかし，9)ている．例えば，合田ら は介護保険制度に基づく理先行研究の多くは主に外来環境や入院環境で疾患を限学療法の実践者を対象に，日常臨床で使用している評定した調査が行われており

価指標を調査したところ，使用率が50％を超えていた

た限られた環境下で，生活機能全般の評価指標が必要

ものは関節可動域測定（Range of Motion Test：以下，となる本邦の地域理学療法では，必要条件や障壁が既

ROM-T）や徒手筋力テスト（Manual Muscle Test：以

知の結果と異なることが考えられる．そのため，日常

下，MMT）など身体機能に関連する評価指標に限定

臨床で実行可能性の高い地域理学療法の SOM を作成，していたことを報告している．つまり，地域理学療法

普及していくためには，本邦の地域理学療法に従事す

では心身機能，活動，参加を包括した生活機能全般にる理学療法士を対象に，アウトカム評価指標を選択すアプローチすることが推奨されているにもかかわらる上での必要条件や障壁を明らかにする必要がある．

2,6,14-16)

10)，施設や在宅といっず ，日常臨床ではそれらを測定するためのアウトカ

さらに，これらは対象者の身体機能や認知機能，臨床ム評価指標が十分に使用されていないことが課題と環境における時間的，空間的な制約にも影響を受けるなっている．今後，地域理学療法において EBM の実可能性があり，地域理学療法においても通所，訪問，

践やエビデンス構築に向けた取り組みを進めるために

施設サービスの臨床環境別にその特徴を把握することも，まずは生活機能の要因別（心身機能・活動・参加）が重要となる．

に対応した SOM を検討していくことが重要と考える．

そこで，本研究では今後，地域理学療法の SOM をただし，地域理学療法における SOM の作成，普及を作成，普及していく前段階として，要支援者または要進めるためには，いくつかの点に考慮する必要がある．

介護者を対象とした通所，訪問，施設サービスに従事

まず，日常臨床でのアウトカム評価指標の使用促進する理学療法士を対象に web アンケート調査を行い，を目指す場合，その前提条件となる理学療法士の認識

地域理学療法におけるアウトカム評価指標の使用状況も含めて検討することが必要となる．例えば，Cavill

や必要条件，障壁を明らかにすることを目的とした．

11)& Bauman ら

は，健康行動の文脈の中で，行動を実方施するまでの心理過程に関する階層的変容モデルを提法

1．研究デザイン

唱しており，知識の向上，認識の変容，意図の形成，行動の実施といった連続体で説明している．これに関本調査は web 上でのアンケート法を用いた横断的して，アウトカム評価指標に関する調査では，SOM研究であり，データ収集は2022年 5 月16日から2022年を使用していない者の中で，今後も SOM を使用する

6 月 6 日の間に実施した．

予定がないと回答したものが49％存在し，理学療法士
2)2．調査対象の認識も使用を阻害する理由の 1 つと考えられる ．
また，理学療法士の Evidence-Based Practice（以下，

対象は2022年 5 月 1 日時点で一般社団法人日本地域

EBP）に関する調査では，診療ガイドラインに対する理学療法学会（以下，本学会）のメーリングリストに肯定的な認識にもかかわらず，実際に使用している割

登録している理学療法士3,473名のうち，現在，要支合は低いことが分かっており，この理由の 1 つにガイ

援者または要介護者を対象とした通所サービス（通所12)

ドラインの利用可能性を挙げている ．つまり，理学リハビリテーション・通所介護），訪問サービス（訪療法士の認識のような行動の前提条件も含めて把握す

問リハビリテーション・訪問看護），施設サービス（介ることで，アウトカム評価指標の使用促進に向け，現

護老人保健施設や特別養護老人ホームなどの入所施設）

場課題に応じたより妥当な戦略を検討することが可能のいずれかに従事する専門会員 A または一般会員とし40

地域理学療法におけるアウトカム評価指標の使用状況と必要条件および障壁

た．本学会における会員要件として，専門会員 A とリハビリテーション計画書や報告書等の書類作成のたは大学等の勤務や修士号，博士号の取得，専門理学療

めだけに使用した場合や，学会発表や論文作成等の研法士資格を有するなど，当該領域の研究者とみなされ究目的のためだけに使用した場合は使用に含めないこる個人，また一般会員とは領域を問わず認定または専とを記載した．

門理学療法士資格を有する，もしくは当該領域に関す

1）対象者情報る学会発表の経験がある個人となっている．必要標本

年代，性別，理学療法士の経験年数，地域理学療法

数に関して，本研究では本学会会員が勤務する臨床環領域（要支援者または要介護者を対象とした通所，訪境が不明であったため，便宜的に2022年 5 月 1 日時点

問，施設サービス）での勤務年数，臨床環境（通所リの会員数962名（専門会員 A：220名，一般会員：742

ハビリテーション，通所介護，訪問リハビリテーショ名）を用い，許容誤差 5 ％，信頼度95％，回答比率

ン，訪問看護，介護老人保健施設，特別養護老人ホー50％とした場合に算出される274名とした．なお，本ム，その他の入所施設），最終学歴（専門学校，大学，

研究は名古屋学院大学医学研究倫理委員会（以下，倫修士課程修了，博士課程修了），認定または専門理学

理審査委員会）の承認を得た後に実施した（承認番号療法士の取得状況，勤務形態（常勤，非常勤），勤務

2021-30）．

時間とした．
2）アウトカム評価指標の使用経験

3．調査方法

使用経験に関する質問は，「現在，あなたが主に働

本研究は，本学会のメーリングリスト登録者に対し，いている環境において，過去に使用したことのあるア

Google Forms で作成した調査票の URL リンクを電子

ウトカム評価指標にチェックをして下さい（複数選択

メールにて送信した．調査期間は 3 週間とし， 2 週間有）」とし，リストに挙げた63個のアウトカム評価指が経過した際に全対象者に対しリマインドメールを送

標の中から回答を得た．本研究では地域理学療法にお信した．なお，説明と同意に関しては，倫理審査委員

ける SOM が作成されていないため，評価指標リスト

会で承認の得られた説明書，同意書を web 上で十分には，理学療法診療ガイドライン第 1 版の地域理学療に確認してもらい，対象者の自由意思をもって同意を

法における推奨評価 ，理学療法ガイドライン第 2 版得た．また，同意の有無の意思表示は web フォームの地域理学療法の中で報告されていた評価指標，また上の回答ボタンで得て行った．

Background Question に記載された評価指標

20)

21,22)を統合した45個を採用した．また，これらの資料を基に4．調査内容ワーキンググループにて地域理学療法のアウトカム評

調査票（補遺）は，先行研究

17-19)

を参考にし，本学価指標として不足しているものを検討し，全員の合意

会の専門会員 A である理学療法士 5 名（平均経験年が得られた18個を追加した．ただし，本研究では疾患

数：14.5±3.5年，所属先：養成校 2 名，研究所 1 名，

特異的なアウトカム評価指標は調査票から除外した．

臨床 2 名）で構成されたワーキンググループで作成し3）アウトカム評価指標に対する認識と使用頻度た．また，作成した調査票は本学会の理事全員（15名）

理学療法士の認識に関して，本研究ではアウトカムの確認と指摘を受け，修正したものを最終版として使評価指標を使用する重要度と望ましい使用頻度につい用した．調査票は回答者の基本情報の他，過去に使用て質問した．重要度は「あなたは，臨床現場でアウト経験のあるアウトカム評価指標（ 1 項目），アウトカ

カム評価指標を使用することが，どの程度重要だと感ム評価指標の認識と使用頻度（ 3 項目），アウトカムじますか」とし，回答選択肢は「全く重要だと感じな

評価指標の必要条件（ 2 項目），アウトカム評価指標

い」・「少し重要だと感じる」・「まあまあ重要だと感じを使用する際の障壁（20項目）の 5 つのパートで構成

る」・「非常に重要だと感じる」の 4 段階のリッカート

した．なお，本調査ではアウトカム評価指標を「理学法を用いた．次に，望ましい使用頻度は「あなたは，療法の介入前後での対象者の状態変化を評価するため臨床現場でどの程度アウトカム評価指標を使用するこ2)に使用する評価指標」 と定義し，対象者には現在のとが望ましいと思いますか」とし，回答選択肢は「ほ臨床環境として，通所リハビリテーション，通所介護，とんど使用する必要はない」・「たまに使用した方がよ

訪問リハビリテーション，訪問看護，介護老人保健施い」・「頻繁に使用した方がよい」・「ほとんどいつも使設，特別養護老人ホーム，その他の入所施設の中から用した方がよい」の 4 段階のリッカート法を用いた．

1 つ選択してもらい，その環境下での状況について回

次に，使用頻度に関しては「実際，あなたは臨床現答を得た．また，本研究では日常臨床におけるアウト

場でどの程度アウトカム評価指標を使用していますか」

カム評価指標の使用に関する調査を目的としたため，とし，回答選択肢は「ほとんど使用していない」・「た41

地域理学療法学

まに使用している」・「頻繁に使用している」・「ほとんVol. 2 （2023）

結

どいつも使用している」の 4 段階のリッカート法を用

果

1．対象者の基本情報

いた．
4）アウトカム評価指標の必要条件
必要条件には，Sullivan ら

18)

アンケートの回答者は188名であり，本学会の一般が脳卒中者における

会員と専門会員 A の会員数に占める割合は19.5％でSOM の開発で使用した Evidence Database to Guideあった．ただし，アンケートの回答率に関しては，本Effectiveness form の項目を用いた．ただし，一部の学会のメーリングリスト登録者の理学療法士の中には，

文言は地域理学療法に適するようワーキンググループ

地域理学療法領域（通所，訪問，施設サービス）以外

にて協議を重ね修正を加えた．具体的な内容としては，に勤務している者も存在するため，本研究では正確なまずアウトカム評価指標の尺度特性に①信頼性，②妥

回答率を算出することはできていない．

当性，③天井効果／床効果，④変化の検出可能性（Min-対象者の基本情報を表 1 に示す．対象者の年代は30

imum Detectable Change や Minimal Clinically Impor-代が最も多く77名（41.0％），次に40代が75名（39.9％）tant Difference の有無など）を使用した．次に評価指であった一方，20代は 8 名と全体の4.3％のみであっ

標の測定方法に①準備物や金銭的負担の有無，②評価た．性別は男性が148名（78.7％），理学療法士の平均時間の長さ，③採点方法の複雑さ，④対象者の参加の経験年数は16.8±6.8年で，10年以上の経験者割合は171

有無を使用し，尺度特性と測定方法のそれぞれ 4 つの名（90.9％）であった．また，地域理学療法領域の平均中から最も重要とするものを 1 つ選択してもらった．

経験年数は9.7±6.3年であった．認定・専門理学療法士

5）アウトカム評価指標を使用する際の障壁の取得率は，認定のみ取得が118名（62.8％），専門の取障壁の質問には，合田ら17)が報告した地域理学療得が 8 名（4.3％），どちらも取得していない者が62名

法における評価指標の使用を妨げる要因の調査項目を（32.9％）であった．臨床環境は通所が59名（31.4％），使用した．この項目はアウトカム評価指標の使用に関訪問が94名（50.0％），施設が35名（18.6％）であり，する障壁について組織要因，評価指標要因，使用者要

勤務形態は常勤が172名（91.5％）となっていた．

因，仲間要因，利用者要因から成る20項目で構成され
2．使用経験のあるアウトカム評価指標（表 2 ）ている．回答選択肢は「全く思わない（ 1 点）」から「非常に思う（ 5 点）」の 5 段階のリッカート法を用いた．

過去に使用したことのあるアウトカム評価指標の中で全体の30％以上で回答が得られたものとして，握力

5．統計解析

（162名，86.2％），片脚立位（155名，82.4％），Barthel

調査項目の回答頻度および平均値を算出し表で示しIndex（以下，BI）（142名，75.5％），改訂長谷川式簡た．その際，アウトカム評価指標に対する認識と使用

易 知 能 評 価 ス ケ ー ル（Hasegawaʼs Dementia Scale-

頻度，障壁に関する項目に関しては，臨床環境間（通Revised：以下，HDS-R）（140名，74.5％），Timed Up &所，訪問，施設）の差を検討するため，カテゴリー変

Go Test（以下，TUG）（140名，74.5％），Functional

数に変換した後に分析を行った．具体的には認識の質

Independence Measure（以下，FIM）（113名，60.1％），

問項目について，重要度では「全く重要だと感じない」

5 回立ち上がりテスト（90名，47.9％），Mini-Mentalと「少し重要だと感じる」を 重要とはいえない ，「まState Examination（以下，MMSE）（85名，45.2％），

あまあ重要だと感じる」と「非常に重要だと感じる」

Functional Reach Test（85名，45.2％），10 m 歩行テを 重要である と定義し二値変数に変換した．また，スト（71名，37.8％），30秒椅子立ち上がりテスト（64

望ましい使用頻度と実際の使用頻度に関しては，本研

名，34.0％），歩数（59名，31.4％），Berg Balance Scale

究では日常臨床でのアウトカム評価指標の使用に焦点（以下，BBS）（58名，30.9％）であった．一方，使用を当てるため，「ほとんど」と「たまに」，そして「頻が稀であった他の評価指標として，手段的日常生活動

繁に」と「ほとんどいつも」で統合し，二値変数に変作（Instrumental Activities of Daily Living：以下，IADL）

換して分析に使用した．次にアウトカム評価指標の使は Frenchay Activities Index（24名，12.8％），身体活動用に関する障壁については， 5 点中 4 点以上に回答し量は活動量計・加速度計（23名，12.2％），International

たものを 障壁あり と定義し，回答頻度の比較を行っ

Physical Activity Question（ 4 名，2.1％），Physical Activ-

た．統計手法は，Fisher の正確確率検定を使用し多重ity Scale for the Elderly（ 3 名，1.6％），介護負担感は

比較には Holm 法を用いた．統計解析には EZR（EZR

Zarit 介護負担尺度（31名，16.5％），健康関連 QOL

on R commander ver. 1.51） を使用し，全ての検定に

23)

は EuroQOL（15名，8.0％），SF-8 Health Sur vey（10おける有意水準は 5 ％とした．

名，5.3％）であった．
42

地域理学療法におけるアウトカム評価指標の使用状況と必要条件および障壁

表1

対象者の基本情報（n＝188）
回答数

（％）

年代（名）

20〜29歳30〜39歳40〜49歳
50〜59歳
60歳以上

8
77
75
25
3

4.3％
41.0％
39.9％
13.3％
1.6％

性別（名）

男性
女性
無回答

148
39
1

78.7％
20.7％
0.5％

理学療法士の経験年数（年）平均値（標準偏差）

16.8

（6.8）

地域理学療法の経験年数（年）平均値（標準偏差）

9.7

（6.3）

臨床環境（名）通所リハビリテーション
通所介護
訪問リハビリテーション
訪問看護
介護老人保健施設
特別養護老人ホーム
その他の入所施設

45
14
54
40
23
8
4

23.9％
7.5％
28.7％
21.3％
12.2％
4.3％
2.1％

118
2
6
62

62.8％
1.1％
3.2％
32.9％

専門学校卒
大学卒
修士課程修了博士課程修了

94
59
22
13

50.0％
31.4％
11.7％
6.9％

常勤

172

91.5％

非常勤

16

8.5％

35.2

（11.6）

認定のみ取得
専門のみ取得
認定・専門理学療法士の取得（名）認定・専門ともに取得
どちらも取得なし

最終学歴（名）勤務形態（名）勤務時間（時間／週）

平均値（標準偏差）理学療法士の経験年数，地域理学療法の経験年数に関しては年数と標準偏差，勤
務時間に関しては時間と標準偏差を記載する．

4．必要条件について（表 4 ）3．認識と使用頻度について（表 3 ）アウトカム評価指標を使用することの重要度に関し必要条件として，アウトカム評価指標の尺度特性でて，59名（31.4％）が「まあまあ重要と感じる」，98

は，信頼性があることが最も多く81名（43.1％），続名（52.1％）が「非常に重要だと感じる」と回答していて変化の検出可能性が60名（31.9％），妥当性があおり，83.5％がアウトカム評価指標の重要性についてることが40名（21.3％），天井効果・床効果がないこ

認識していた．一方，望ましい使用頻度では，85名とが 7 名（3.7％）であった．また，評価指標の測定（45.2％）が「頻繁に使用した方がよい」，35名（18.6％）

方法では，準備物や金銭的負担が不要であることが88

が「ほとんどいつも使用した方がよい」と回答し，名（46.8％）と最も多く，続いて評価時間の長さが7863.8％が日常的にアウトカム評価指標を使用する認識名（41.5％），採点方法の複雑さが17名（9.0％），対を示していた．ただし，実際の使用頻度では，63名

象者の参加不要が 5 名（2.7％）であった．これらの（33.5％）が「頻繁に使用している」，21名（11.2％）

必要条件に関して，通所，訪問，施設サービスの臨床が「ほとんどいつも使用している」と回答し，日常的環境間で有意差は認めなかった．

な使用に至っている割合は44.7％となっていた．また，5．障壁について（表 5 ）これらの認識と使用頻度の項目に関して，通所，訪問，施設サービスの臨床環境間で有意差は認めなかった．

障壁の中で最も多かったものは，「評価指標の使用に
43

地域理学療法学

表2

使用経験のあるアウトカム評価指標

全体（n＝188）
回答数 （％）
握力
片脚立位
Barthel Index
Timed Up and Go Test
改訂長谷川式簡易知能評価スケール
Functional Independence Measure
5 回立ち上がりテスト
Functional Reach Test
Mini-Mental State Examination
10 m 歩行テスト
30秒椅子立ち上がりテスト
歩数
Berg Balance Scale
Life Space Assessment
6 分間歩行テスト
SPPB
等尺性膝伸展筋力
老研式活動能力指標
2 ステップテスト
Zarit 介護負担尺度
Frenchay Activities Index
6 m 歩行テスト
活動量計，加速度計
短縮版 Berg Balance Scale
短縮版 Zarit 介護負担尺度
4 m 歩行テスト
Home-Based Life Space Assessment
Bedside Mobility Scale
EuroQOL（EQ-5D）
PGC モラールスケール
Functional Ambulation Categories
SF-8 Health Survey
Mini-BESTest
Get Up and Go Test
Rivermead Mobility Index
2.4 m 快適歩行時間
閉じこもりスクリーニング尺度
SF-36
2 分間ステップテスト
Montreal Cognitive Assessment
Clinical Dementia Rating
Katz Index
IPAC
PASE
BESTestCIQ®
SF-12 Health Survey
Brief-BESTest
Caregiver Reaction Assessment

Vol. 2 （2023）

162
155
142
140
140
113
90
85
85
71
64
59
58
52
47
43
36
35
31
31
24
23
23
21
20
19
18
15
15
12
11
10
8
8
8
7
7
7
6
6
4
4
4
3
2
2
2
1
1

通所（n＝59）
回答数 （％）

86.2％
82.4％
75.5％
74.5％
74.5％
60.1％
47.9％
45.2％
45.2％
37.8％
34.0％
31.4％
30.9％
27.7％
25.0％
22.9％
19.1％
18.6％
16.5％
16.5％
12.8％
12.2％
12.2％
11.2％
10.6％
10.1％
9.6％
8.0％
8.0％
6.4％
5.9％
5.3％
4.3％
4.3％
4.3％
3.7％
3.7％
3.7％
3.2％
3.2％
2.1％
2.1％
2.1％
1.6％
1.1％
1.1％
1.1％
0.5％
0.5％

55
47
43
51
42
28
22
31
21
24
20
15
15
16
16
9
11
12
8
10
4
13
5
4
5
8
2
1
1
3
2
1
2
3
0
0
3
2
0
2
2
3
1
0
0
0
0
0
0

93.2％
79.7％
72.9％
86.4％
71.2％
47.5％
37.3％
52.5％
35.6％
40.7％
33.9％
25.4％
25.4％
27.1％
27.1％
15.3％
18.6％
20.3％
13.6％
16.9％
6.8％
22.0％
8.5％
6.8％
8.5％
13.6％
3.4％
1.7％
1.7％
5.1％
3.4％
1.7％
3.4％
5.1％
0.0％
0.0％
5.1％
3.4％
0.0％
3.4％
3.4％
5.1％
1.7％
0.0％
0.0％
0.0％
0.0％
0.0％
0.0％

訪問（n＝94）
回答数 （％）
78
85
68
62
70
63
54
39
41
29
36
38
32
31
21
28
20
16
20
18
17
9
17
16
14
11
15
13
12
6
7
8
5
3
8
6
4
4
6
1
2
1
3
3
1
2
2
0
1

83.0％
90.4％
72.3％
66.0％
74.5％
67.0％
57.4％
41.5％
43.6％
30.9％
38.3％
40.4％
34.0％
33.0％
22.3％
29.8％
21.3％
17.0％
21.3％
19.1％
18.1％
9.6％
18.1％
17.0％
14.9％
11.7％
16.0％
13.8％
12.8％
6.4％
7.4％
8.5％
5.3％
3.2％
8.5％
6.4％
4.3％
4.3％
6.4％
1.1％
2.1％
1.1％
3.2％
3.2％
1.1％
2.1％
2.1％
0.0％
1.1％

施設（n＝35）
回答数 （％）
29
23
31
27
28
22
14
15
23
18
8
6
11
5
10
6
5
7
3
3
3
1
1
1
1
0
1
1
2
3
2
1
1
2
0
1
0
1
0
3
0
0
0
0
1
0
0
1
0

82.9％
65.7％
88.6％
77.1％
80.0％
62.9％
40.0％
42.9％
65.7％
51.4％
22.9％
17.1％
31.4％
14.3％
28.6％
17.1％
14.3％
20.0％
8.6％
8.6％
8.6％
2.9％
2.9％
2.9％
2.9％
0.0％
2.9％
2.9％
5.7％
8.6％
5.7％
2.9％
2.9％
5.7％
0.0％
2.9％
0.0％
2.9％
0.0％
8.6％
0.0％
0.0％
0.0％
0.0％
2.9％
0.0％
0.0％
2.9％
0.0％

SPPB: Short Physical Performance Battery, SF-36: MOS 36-Item Short-Form Health Survey, IPAC: International Physical
Activity Question, PASE: Physical Activity Scale for the Elderly, CIQ: Community Integration Questionnaire.
回答者が 1 名以上有したアウトカム評価指標のみ記載する．

44

地域理学療法におけるアウトカム評価指標の使用状況と必要条件および障壁

表3

アウトカム評価指標に対する認識と使用頻度全体（n＝188）
回答数 （％）

通所（n＝59）
回答数 （％）

訪問（n＝94）
回答数 （％）

施設（n＝35）
回答数 （％）

※1

p値

［重要度］
重要でない／少し重要
まあまあ重要／非常に重要

31
157

16.5％
83.5％

11
48

18.6％
81.4％

14
80

14.9％
85.1％

6
29

17.1％
82.9％

0.838

［望ましい使用頻度］
ほとんど／たまに頻繁に／ほとんどいつも

68
120

36.2％
63.8％

22
37

37.3％
62.7％

34
60

36.2％
63.8％

12
23

34.3％
65.7％

0.979

［実際の使用頻度］
ほとんど／たまに頻繁に／ほとんどいつも

104
84

55.3％
44.7％

31
28

52.5％
47.5％

53
41

56.4％
43.6％

20
15

57.1％
42.9％

0.888

※1

臨床環境間（通所，訪問，施設）の差を検討するため Fisher の正確確率検定を使用した．
表4

アウトカム評価指標を選択する上で必要とする条件全体（n＝188）
回答数 （％）

通所（n＝59）
回答数 （％）

訪問（n＝94）
回答数 （％）

施設（n＝35）
回答数 （％）※1p値［尺度特性］
信頼性が報告されている
妥当性が報告されている
天井効果や床効果が少ない
対象者の変化を捉えられる

81
40
7
60

43.1％
21.3％
3.7％
31.9％

28
11
2
18

47.5％
18.6％
3.4％
30.5％

35
24
4
31

37.2％
25.5％
4.3％
33.0％

18
5
1
11

51.4％
14.3％
2.9％
31.4％

0.749

［測定方法］
準備物や金銭的負担が必要でない
実施時間が長くない
採点方法が難しくない
対象者の参加が不要

88
78
17
5

46.8％
41.5％
9.0％
2.7％

23
31
4
1

39.0％
52.5％
6.8％
1.7％

50
34
8
2

53.2％
36.2％
8.5％
2.1％

15
13
5
2

42.9％
37.1％
14.3％
5.7％

0.274

※1

臨床環境間（通所，訪問，施設）の差を検討するため Fisher の正確確率検定を使用した．

関する教育が不足している」であり，123名（65.4％）の障壁が多く（p＝0.036），訪問（23.4％）よりも施が障壁ありに分類された．その他，50％以上で障壁あ設（51.4％）で「対象者の理解が不足している」の障りとなった項目は，「仲間（同僚，上司，知人等を含壁が多かった（p＝0.014）．また，「評価指標の使用がむ）と評価指標について話す機会がない（118名，施設の利益につながらない」では通所（52.5％，p＝62.8％）」，「評価指標について仲間からフィードバッ

0.037），施設（60.0％，p＝0.025）ともに訪問（33.0％）

クをうける，仲間にフィードバックする時間がない

よりも障壁として報告される割合が有意に多くなって（108名，57.4％）」，「人的資源が不足している（104名，いた．

55.3％）」，「評価指標が多く適切なものを選べない

考（102名，54.3％）」，「評価指標を使用する時間がない

察（101名，53.7％）」，「対象者が完遂することが難しい

本研究の目的は，地域理学療法におけるアウトカム（96名，51.1％）」であった．一方，障壁として回答割

評価指標の使用状況や必要条件，障壁を検討すること

合の少なかった 3 項目は，「対象者に関係する評価指であった．その結果，使用経験が全体の30％を超えて標がない（37名，19.7％）」，「臨床に役立つ評価指標

いた評価指標は，身体機能や認知機能，Activities ofがない（40名，21.3％）」，「自身の評価技術に自信がDaily Living（以下，ADL）に限られ，地域理学療法のない（43名，22.9％）」などであり，評価指標の欠如

中で日常的にアウトカム評価指標を使用している者はや実施に対する自己効力感などは障壁になりにくかっ

44.7％と低い使用率が明らかとなった．

た．通所，訪問，施設サービスの臨床環境間で障壁に本研究において使用経験のあるアウトカム評価指標

有意差を認めた項目として，訪問（37.2％）よりも通は，握力や片脚立位，TUG などの身体機能，HDS-R

所（59.3％）で「臨床業務内容を変えることが難しい」や MMSE などの認知機能，BI や FIM などの ADL を
45

46

※1
※2
※3
※4

65.4％
62.8％
57.4％
55.3％
54.3％
53.7％
51.1％
48.9％
47.3％
45.2％
44.1％
44.1％
37.8％
35.1％
34.6％
32.4％
23.4％
22.9％
21.3％
19.7％

36
43
38
39
32
35
28
24
25
35
29
31
25
21
24
21
15
17
11
10

61.0％
72.9％
64.4％
66.1％
54.2％
59.3％
47.5％
40.7％
42.4％
59.3％
49.2％
52.5％
42.4％
35.6％
40.7％
35.6％
25.4％
28.8％
18.6％
16.9％

65
55
54
46
53
45
44
52
41
35
39
31
35
32
29
22
17
20
19
18

69.1％
58.5％
57.4％
48.9％
56.4％
47.9％
46.8％
55.3％
43.6％
37.2％
41.5％
33.0％
37.2％
34.0％
30.9％
23.4％
18.1％
21.3％
20.2％
19.1％

訪問（n＝94）
回答数 （％）
22
20
16
19
17
21
24
16
23
15
15
21
11
13
12
18
12
6
10
9

62.9％
57.1％
45.7％
54.3％
48.6％
60.0％
68.6％
45.7％
65.7％
42.9％
42.9％
60.0％
31.4％
37.1％
34.3％
51.4％
34.3％
17.1％
28.6％
25.7％

施設（n＝35）
回答数 （％）

0.569
0.151
0.212
0.119
0.730
0.283
0.074
0.203
0.058
※2
0.029
0.685
※3
0.006
0.606
0.938
0.449
※4
0.009
0.138
0.402
0.497
0.581

※1

p値

臨床環境間（通所，訪問，施設）の差を検討するため Fisher の正確確率検定を使用した．
多重比較：通所 vs 訪問（p＝0.036），通所 vs 施設（p＝0.278），訪問 vs 施設（p＝0.685），通所が訪問よりも業務内容を変える難しさを障壁と認識している．
多重比較：通所 vs 訪問（p＝0.037），通所 vs 施設（p＝0.525），訪問 vs 施設（p＝0.025），通所と施設が訪問よりも施設利益につながらないことを障壁と認識している．
多重比較：通所 vs 訪問（p＝0.278），通所 vs 施設（p＝0.278），訪問 vs 施設（p＝0.014），施設が訪問よりも対象者の理解不足を障壁と認識している．

123
118
108
104
102
101
96
92
89
85
83
83
71
66
65
61
44
43
40
37

全体（n＝188） 通所（n＝59）
回答数 （％） 回答数 （％）

アウトカム評価指標を使用する際の障壁

評価指標の使用に関する教育が不足している
仲間（同僚，上司，知人等を含む）と評価指標について話す機会がない
評価指標について仲間からフィードバックをうける，仲間にフィードバックする時間がない
人的資源が不足している
評価指標が多く存在し，敵切なものを選べない
評価指標を使用する時間がない
対象者が完遂することが難しい
評価指標の使用に関する知識が不足している
設備が不足している
臨床業務内容を変えることが難しい
スコアを分析，計算するのに時間がかかる
評価指標の使用が施設の利益につながらない
評価指標を入手しづらい
評価結果の解釈が難しい
評価指標の使用に関する個人的興味が不足している
対象者の理解が不足している
費用がかかる自身の評価技術に自信がない
臨床に役立つ評価指標がない
対象者に関係する評価指標がない

表5

地域理学療法学
Vol. 2 （2023）

地域理学療法におけるアウトカム評価指標の使用状況と必要条件および障壁26)

評価するものが中心で，IADL や身体活動量，健康関る ．このことから研究間で調査方法の違いはあるも連 QOL，介護負担感などに関連する評価指標を使用のの，本研究の結果は SOM の使用状況で課題となっした経験のある者は稀であった．これに関して，合田ている諸外国と同様の割合であり，本邦の地域理学療9)ら も同様の結果を報告しており，理学療法士が介護法においてもアウトカム評価指標の乏しい使用状況が保険サービスの対象者に対して使用した評価指標とし課題となっていると考えられた．

て，ROM-T や MMT，片脚立位，握力，HDS-R など

この課題に影響する要因として，アウトカム評価指の使用頻度が多いことを明らかにしている．このこと

標の使用に関わる認識では，重要度に関して全体のからも，地域理学療法の臨床現場において使用される

83.5％がアウトカム評価指標の重要性を認識していた．

アウトカム評価指標は，身体機能や認知機能にとどまた，アウトカム評価指標の望ましい使用頻度では，

24)は63.8％が日常臨床の中でアウトカム評価指標を使用す

リハビリテーション関連雑誌で使用されている評価指る認識を示していた．それにもかかわらず，実際にア標の動向調査を実施しており，使用頻度の多い上位 5 つ

ウトカム評価指標を使用している者は44.7％と限定的の中に FIM や MMSE，BBS の他，MOS 36-Item Short-

であり，これら理学療法士の認識と実際の使用状況とForm Health Sur vey のような健康関連 QOL 尺度も含の間には乖離が生じていることが明らかとなった．こまれていた．これらは地域理学療法に限定した結果でのようなアウトカム評価指標に対する肯定的な認識にはないものの，研究と日常臨床では使用される評価指も関わらず，実際の使用に至らない状況は諸外国でも標が異なる可能性があり，本研究のように日常臨床に認められている．例えば，Käll ら焦点化した調査方法を用いたことで，より実臨床に近ウェーデンのプライマリケアに従事する理学療法士のいアウトカム評価指標の使用状況の実態が明らかに中で，アウトカム評価指標を使用することが重要であなったと考える．一方，本邦の通所リハビリテーショると認識している者は90％以上であった一方，日々のンや訪問リハビリテーションにおけるサービス提供内臨床でアウトカム評価指標を使用している者は約40％

容では，機能訓練や ADL 練習の他，IADL 練習や自と，本研究と同様の乖離が認められている．そして，宅外練習，介護者への助言なども実施していることがこのような乖離が生じる理由には，アウトカム評価指まっている可能性が考えられる．また，志波ら

25)

19)

の調査では，ス

報告されている ．また，利用者の目標においても，標を選択する際の必要条件が満たせていない場合や，運動の習慣や身体機能の維持・向上の割合は多いもの

実際に使用する上での障壁が存在することが明らかとの，趣味活動や社会参加の実施，活動量の確保，介護なっている．
本研究におけるアウトカム評価指標の必要条件とし負担の軽減なども目標に設定していることが分かって25)

いる ．つまり，対象者の活動や参加の促進，主介護て，尺度特性では信頼性や妥当性が検証されており，者の介護負担感の軽減などを目標に設定し，アプロー

変化に対する検出可能性のある評価指標を重要としてチしている臨床場面があるにも関わらず，それらのアいた．また，測定方法の特性では，準備物や金銭的負

ウトカム評価指標が適切に用いられていない可能性が担が不要なこと，評価時間が長くないことが特に重要考えられた．

な要素として選択され，この 2 つで全体の88.3％を占めていた．さらに，これらの結果は通所，訪問，施設

次に，本邦の地域理学療法におけるアウトカム評価
9)

指標の使用率として，合田ら は茨城県内の介護保険サービスの臨床環境間で差を認めなかった．これに関制度に基づく理学療法を実施している者を対象にアン

して，Jttt ら はアウトカム評価指標を選択した理由

ケート調査を行い，98％が何らかの評価指標を使用しとして，短時間で終了できること，患者にとってわか

2)ていることを報告している．ただし，この調査では評

りやすいこと，信頼性や妥当性が確認されていること

価指標の定義を示しておらず，アウトカム評価を目的が上位を占めることを報告している．また，Mehta らに使用されていたかどうかは明らかではない．そのたも選択する評価指標の基準として，信頼性や妥当性のめ，本研究と直接的に比較することは困難である．一

他，記入時間の速さや患者が理解し易いことなど，短方，諸外国の先行研究と比較すると，主に急性期や外時間で実用的な手段が優先的に選択されており本研究来環境で勤務するアメリカの理学療法士協会会員を対の結果と類似している．これらのことから，アウトカ

象とした調査では47.8％が日常臨床の中で SOM を使ム評価指標の必要条件に関しては，国の違いや臨床環

27)

2)

用していると報告している ．また，オランダの理学

境に関わらず同様の要素が重要視されており，実行可

療法士を対象とした調査では，脳卒中者に関連するガ

能性の高い地域理学療法の SOM を作成するには，評イドラインで推奨される 7 つの評価指標のうち 3 つ以

価指標の計量心理学的特性だけでなく，評価に必要な上を使用している割合が53％であったと報告してい準備物や金銭的負担，実施時間など実用性も考慮して
47

地域理学療法学

Vol. 2 （2023）

事業所内で仲間と話す時間は必然的に限られてしま作成する必要があると考える．

36)

さらに，アウトカム評価指標を使用する際の障壁にう ．このような本邦における地域理学療法の特性も関して，理学療法士を対象とした先行研究では，評価あり，アウトカム評価指標について仲間と話す機会が指標を使用する時間がない

2,28,29)

確保できていない可能性が考えられた．

，資源が不足してい

28)

29)

これらの結果から，日常臨床における SOM の使用

る ，適切な評価指標を選べない ，対象者が完遂す
2)

ることが難しい などが報告されており，本邦の地域促進を目指す際，一般的な障壁に加え，教育機会や仲理学療法とも共通した障壁が存在していることが明ら間要因のような地域理学療法に特徴的な要素にも考慮かとなった．その一方，本研究の障壁として上位 3 つする必要があると考える．具体的な取り組みとして，に挙げられた評価指標に関する教育不足や仲間と話す

例えば，Sumner ら

機会の不足などは，先行研究では障壁として報告され

トカム評価指標の使用に対する教育効果として，資料

29)

37)

は理学療法士への日常的なアウる割合が少なく ，地域理学療法に特徴的な障壁であ配布という間接的な教育方法であっても， 3 ヶ月後のる可能性が示唆された．

アウトカム評価指標の使用率が向上したことを報告し
30)

は，訪問リハビリテーている．このことから，本学会においても実行可能性

ション教育で育成すべき能力の 1 つとして，対象者のの高い地域理学療法における SOM を作成し，教育資

多様性を理解した上で包括的な評価と対応ができる専料として情報発信していくことは有効な手段であると門技能を挙げており，アウトカム評価指標に限定した考える．一方，仲間と話す機会の不足に対処するため

ものではないものの，評価能力の向上は教育課題のひには情報発信のみで解決することは難しく，各事業所

教育不足に関して，上岡ら

31)

は，訪問リハビ

単位で取り組む必要があるだろう．特に，組織的な要

リ テ ー シ ョ ン の 単 独 実 施 可 能 に 向 け た On the Job

因により実施することが難しくなっているアウトカム

Training の到達目標を開発しており，様々な到達目標

評価指標を活用した症例検討などは，仲間と話す機会のひとつに情報収集・検査・評価を設定している．こを確保できるだけでなく，地域理学療法の中で EBMのように評価に関する課題や必要性は報告されているの実践を進める卒後教育の一環としても重要であるとが，地域理学療法では幅広い疾病や障害に加えて，対考える．興味深いことに，理学療法士を対象に EBP

象者の生活状況によって最適なアウトカム評価指標もと SOM の使用の関係について検討した研究では，全異なるため，SOM が作成されていない現状では卒前・体として SOM の使用割合は43.2％であったが，EBP

卒後教育につなげにくい現状があるかもしれない．さの必要性を支持した対象者に限ると SOM の使用割合

らに，全国規模の調査では新卒者の訪問リハビリテー

は86.9％であると報告している ．つまり，EBP をションの従事を可能とする施設は30％と少なく，従事導入する理学療法士は，アウトカム評価指標を使用すするまでの理学療法免許取得年数としては 6 割以上のる目的を理解し，SOM によって理学療法の効果判定とつとなっている．また，室田ら

16)

32)

施設が 4 年目以降を設定していた ．また，訪問リハを実践していることが想定される．さらに，このようビリテーションの教育体制として，69.5％が充実してな SOM の具体的な活用に関する理解や技術の差が，いないと回答し，各事業所の教育内容としては同行訪

本研究で見られたアウトカム評価指標への高い重要度問など実務が中心で，学術的な教育機会は少ないことに対する低い使用頻度という乖離を生じているとも考33)が報告されている ．つまり，地域理学療法に勤務しえられる．そのため，SOM の使用に併せて EBP の教た際，実務以外の教育を体系的に受ける機会が乏しく，育も進めていく必要があるかもしれない．
本研究にはいくつかの限界点があり，結果の一般化

本研究の対象者は先行研究（10年以上の経験者割合：34)

43.0％） と比較し経験年数が長いにも関わらず，評に関しては注意が必要である．まず， 1 つ目は調査対価指標に関する教育不足という障壁が最も多かったと象者の点である．本研究では，本学会会員を対象とし推察される．次に仲間と話す機会に関して，地域理学

た調査を行うため，一般会員と専門会員 A という学療法では同じ事業所内で働く理学療法士の人数が病院術活動経験者が対象となっており，理学療法士として

環境と比べると少ないことが考えられる．例えば，本の経験年数も比較的長い者が多く占めた．そのため，

邦通所サービスにおける一事業所当たりの平均常勤人

地域理学療法における通所や訪問，施設サービスに従

数は，通所リハビリテーションが1.7人，通所介護が事する理学療法士全体の意見を十分に考慮することは0.12人と理学療法士が 1 名で運営していることも少なできていない． 2 つ目は標本数の点である．本学会会

35)

くない ．一方，訪問リハビリテーションにおける一員の中で，通所や訪問，施設サービスに従事する理学事業所当たりの平均常勤人数は2.9人と通所サービス療法士の人数は把握することができず，本研究では本より多いが，臨床時間の多くは居宅を訪問しており，学会の一般会員と専門会員 A の総数を母集団として48

地域理学療法におけるアウトカム評価指標の使用状況と必要条件および障壁

必要標本数の計算を行った．その結果，実際の回答者

measures in physical therapist practice: perceptions andapplications. Phys Ther. 2009; 89: 125-135.
3） Colquhoun HL, Lamontagne ME, et al. A systematic review
of interventions to increase the use of standardized outcome
measures by rehabilitation professionals. Clin Rehabil. 2017;

数は必要数に届かず，本研究結果が母集団の特性を適切に捉えているかの判断には注意が必要である．最後に自己選択バイアスが生じた可能性が考えられる．本
研究では web 上でのアンケート法を用いたため，調31: 299-309.
4） Leavy M, Berliner E, et al. Beyond Harmonization:
Implementing Standardized Outcome Measures to Support
Value-Based Care. Value & Outcomes Spotlight. 2020; 6:

査への参加は対象者の判断に依存する手続きとなっている．そのため，地域理学療法にけるアウトカム評価
指標の重要性や課題を認識している理学療法士が多く

20-22.
5） Academy of Neurologic Physical Therapy: ANPT Outcome
Measures Recommendations. https://www.neuropt.org/
practice-resources/neurology-section-outcome-measuresrecommendations（2022年10月25日引用）
6） Haigh R, Tennant A, et al. The use of outcome measures inphysical medicine and rehabilitation within Europe. J
Rehabil Med. 2001; 33: 273-278.
7） Australian Physiotherapy Council: Australian Standards for
Physiotherapy. Canberra, ACT: Australia Physiotherapy
Council 2006. https://physiocouncil.com.au/（2022年 7 月

回答した可能性も考えられる．
これらの限界点はあるものの，本研究は本学会会員を対象として地域理学療法におけるアウトカム評価指標の使用状況や必要条件，障壁について調査したはじめての報告であり，今後，実行可能性の高い SOM の作成と，その普及戦略を検討するための基礎的知見になると考える．

結論

31日引用）
8） 日本地域理学療法士学会ホームページ：地域理学療法学
定義（学会原案）．https://www.jsccpt.jp/outline/（2022年
7 月31日引用）9） 合田秀人，岩井浩一，他：地域理学療法における評価指標の使用状況と臨床で必要とされる評価指標の条件に関する調査報告．理学療法学．2020; 47: 363-368.
10） 厚生労働省：高齢者の地域における新たなリハビリテー

本学会会員を対象にアウトカム評価指標の使用状況
や必要条件，障壁の調査を実施した．その結果，日常臨床でのアウトカム評価指標の使用状況は乏しく，使用している評価指標も身体機能や認知機能，ADL にとどまっている可能性が考えられた．また，アウトカ
ム評価指標を選択する必要条件として，計量心理学的特性だけでなく，評価に必要な準備物や金銭的負担，ションの在り方検討会報告書．http://www.mhlw.go.jp/stf/
shingi2/0000081906.html（2022年 7 月31日引用）
11） Cavill N, Bauman A: Changing the way people think about
health-enhancing physical activity: do mass media
campaigns have a role? J Sports Sci. 2004; 22: 771-790.
12） Bernhardsson S, Johansson K, et al. Determinants ofguideline use in primar y care physical therapy: a crosssectional survey of attitudes, knowledge, and behavior. Phys
Ther. 2014; 94: 343-354.
13） Abrams D, Davidson M, et al. Monitoring the change:
current trends in outcome measure usage in physiotherapy.
Man Ther. 2006; 11: 46-53.
14） Al-Muqiren TN, Al-Eisa ES, et al. Implementation and use ofstandardized outcome measures by physical therapists in
Saudi Arabia: barriers, facilitators and perceptions. BMC
Health Serv Res. 2017; 17: 748.
15） Agyenkwa SK, Yar fi C, et al. Assessing the Use ofStandardized Outcome Measures for Stroke Rehabilitation
among Physiotherapists in Ghana. Stroke Res Treat. 2020:

実施時間など実用性の部分も重要視していることが明らかとなった．さらに，アウトカム評価指標を使用する際の障壁としては，教育不足や仲間と話す機会など
地域理学療法に特徴的な要素も顕在化し，地域理学療法における SOM 作成と普及に向けた基礎的知見を得ることができた．

利益相反（Conflict of Interest）
開示すべき利益相反はない．

謝辞（Acknowledgments）
本論文は2022年 5 月16日に日本地域理学療法学会で実施した web アンケート調査の結果を基に作成した．
アンケート調査にご協力いただきました，日本地域理学療法学会の一般会員，専門会員 A の皆様，また理9259017.
16） El-Sobkey SB, Helmy AM: Evidence-based practice andstandardized outcome measures: Egyptian physicaltherapistsʼ beliefs, perceptions and adoption. World Appl.
Sci. J. 2012; 16: 1282-1291.

事の皆様には深謝いたします．

文献（References）
1） Duncan EA, Murray J: The barriers and facilitators toroutine outcome measurement by allied health professionals
in practice: a systematic review. BMC Health Serv Res. 2012;17） 合田秀人，岩井浩一，他：地域理学療法における評価指標の使用を妨げる要因に関する検討．理学療法科学．2019;34: 817-822.
18） Sullivan JE, Crowner BE, et al. Outcome measures for

12: 96.
2） Jette DU, Halbert J, et al. Use of standardized outcome49地域理学療法学

Vol. 2 （2023）
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50

地域理学療法におけるアウトカム評価指標の使用状況と必要条件および障壁

Practice, requirements, and barriers to outcome measures incommunity-based physical therapy―A web survey of members of the Japanese Society of Community-based
Comprehensive Physical Therapy―
1,2,

1,3

1,4

1,5

Tatsuya OGAWA *, Shuto GODA , Tomoya ISHIGAKI , Takashi SAITO,
1,6
1,7
1,8
1,6
Masanori WAKIDA , Sho SUGITA , Hyuma MAKIZAKO , Tome IKEZOE
1Japanese Society of Community-based Comprehensive Physical Therapy
2
Department of Rehabilitation, Nishiyamato Rehabilitation Hospital3
Department of Rehabilitation, Kashima Hospital
4
Department of Physical Therapy, Faculty of Rehabilitation Sciences, Nagoya Gakuin University
5
Department of Social Rehabilitation, Research Institute of National Rehabilitation Center for Persons with Disabilities
6
Department of Physical Therapy, Faculty of Rehabilitation, Kansai Medical University
7
Luxem Co., Ltd
8
Department of Physical Therapy, School of Health Sciences, Faculty of Medicine, Kagoshima University
Objective: To investigate the practice, requirements, and barriers to the development and disperse ofstandardized outcome measures（SOM）for community-based physical therapy.
Methods: A web-based questionnaire was sent to members of the Japanese Society of Community-based
Comprehensive Physical Therapy who are engaged in day-care, home-visit, and facility ser vices to people
requiring long-term care.
Results: A total of 188 responded to the sur vey. While 83.5％ recognized the importance of using outcome
measures, only 44.7％ used them routinely. The top two requirements were reliability and detectability ofchange for the scale characteristics, and the measurement method were the preparation and financial burden
required for the assessment, and the time required to conduct the assessment. The top two barriers werelack of education and lack of opportunities to talk with peers.
Conclusion: We found a gap between the recognition of the importance of outcome measures and theirimplementation. In order to reach routine use of outcome measures, it is necessar y to development SOM
that take into account practicality and address barriers characteristic of community-based physical therapy.
Key words: outcome, standardized, measure, requirement, barrier* Corresponding author

51

地域理学療法学 Vol. 2 pp. 52-58 （2023）

原著

地域在住の要支援・要介護高齢者における生活空間での移動性の広狭を判別する修正版 5 回椅子立ち座りテストと片脚立位時間のカットオフ値の検証
1,

五十嵐達也 *，塩浦4
井上 和樹 ，星野

2

宏祐 ，谷
5
涼 ，松岡

1

3

友太 ，小田原大昂 ，
6
7
秀典 ，三友 恵一【目的】要支援・要介護高齢者を対象に，生活空間での移動性の広狭を判別する修正版 5 回椅子立ち座りテスト（modified SS-5）と片脚立位時間（OLS）のカットオフ値を明らかにすることを目的とした．【方法】要支援・要介護高齢者66名（年齢80.9±7.6歳，女性39名）を Life Space Assessment の点数から 2 群に分類した．modified SS-5と OLS のカットオフ値と判別精度を，ROC 曲線による Youden Index と AUC で算出した．【結果】AUC とカットオフ値は，modified SS-5が0.905（感度0.889，特異度0.754）と12.82秒，
OLS が0.860（感度0.778，特異度0.842）と7.25秒であった．【結論】要支援・要介護高齢者の生活空間での移動性の広狭の判別には，下肢筋力とバランス能力が重要な指標であることが示唆された．本研究の結果は，社会参加の向上を目指した理学療法における目標設定や介入計画の意思決定に寄与する知見である．
キーワード：下肢筋力，バランス能力，Life Space Assessment，妥当性，参加

は

じ

め

力やバランスといった身体的機能，地域への外出とにいった社会参加等に包括的な評価，介入を行うことが重要である．

本邦の2021年10月時点での総人口に占める65歳以上
1)の人口の割合は28.9％とされている ．また，要支援

高齢者における身体活動は，日常生活活動（Activities

および要介護者数は，第 1 号被保険者の18.4％を占め

of Daily Living: ADL）や社会参加において重要な役割

1)ており，いずれも増加傾向にある ．加齢に伴う筋力
2)を担う．身体活動の評価尺度の 1 つとして Life Space3)6)

低下 や外出頻度が減少した閉じこもり状態 は，要Assessment（LSA）がある ．LSA は身体活動を生活介護状態の悪化や死亡などの有害健康転帰の発生に影空間といった概念でとらえ，過去 4 週間の各活動範囲響するとされている

4,5)．したがって，要介護高齢者レベルでの活動や頻度，自立度を数量的に評価する指を対象としたリハビリテーションにおいては，下肢筋標である．May ら は，生活空間を自宅内の移動から

1

町や地域を超えた移動を含み，「一定の期間に人が移

7)

沼田脳神経外科循環器科病院リハビリテーション部門
榛名荘病院
3
かがやき訪問看護ステーション
4
かがやき訪問看護ステーション前橋
5
特別養護老人ホーム菜の花館
6
沼田クリニック
7
訪問看護ステーションまつかぜ* 責任著者連絡先：沼田脳神経外科循環器科病院リハビリテー
ション部門〒378-0014 群馬県沼田市栄町 8 番地
TEL：0278-22-5052，FAX：0278-22-5469
E-mail：h202c001@gunma-u.ac.jp（受付日 2022年10月28日，受理日 2022年12月29日，
J-STAGE 早期公開日 2023年 3 月10日）
doi: 10.57351/jjccpt.JJCCPT22009

動した範囲」と定義している．すなわち，LSA は生活

2

6)

空間での移動性（Life-Space Mobility） を把握する評価指標の 1 つであると言える．要介護高齢者におけるLSA でとらえられる生活空間での移動性には，社会参加8,9)

や自己効力感8,10)

10)，ADL 能力 ，身体機能11)

などが関連するとされており，日常生活に不可欠な活動である．
下肢筋力の評価手法の 1 つに，修正版 5 回椅子立ち
座りテスト（modified five-repetition Sit-to-Stand test:
12)

modified SS-5） がある．modified SS-5 は，腕組み座
位で椅子からの立ち上がりを遂行する 5 回椅子立ち座© 2023 Japanese Society of Community-based Comprehensive Physical Therapy. This is an open access article under
the terms of the Creative Commons Attribution license（https://creativecommons.org/licenses/by/4.0/）.

52

地域在住の要支援・要介護高齢者における生活空間での移動性の広狭を判別する修正版 5 回椅子立ち座りテストと片脚立位時間のカットオフ値の検証
13)

12)

た．評価項目は，下肢筋力の指標に modified SS-5 ，りテスト（five-repetition Sit-to-Stand test: SS-5） を，14,15)

虚弱高齢者に適用できるように修正し，両手を膝の上バランス能力の指標に OLSに置いた姿勢で椅子からの立ち座りを 5 回遂行する指の指標に LSA とした．評価は同一日に全て測定した．

標である．また，バランス能力の評価手法の 1 つに片SARC-F はサルコペニアのスクリーニングツールとし

14,15)

脚立位保持（One Leg Stand: OLS）がある．いずて開発された 5 つの質問で構成された評価尺度である．

12,16)

や妥

各質問は Strength（S：力の弱さ），Assistance walking

れも特別な機器や場所を必要とせず，信頼性
12,16)

当性，生活空間での移動性

6)に優れた評価尺度であり，要介護高齢者の身（A：歩行補助具の有無），Rising from a chair（R：椅

体機能評価として広く用いられているが，生活空間で子からの立ち上がり），Climbing stairs（C：階段を登の移動性の広狭を判別するためのカットオフ値や判別る），Falls（F：転倒）で構成され，「まったくない」か

精度は十分に検討されていない．在宅や通所リハビリ

ら「とても難しい」までの 0−2 点で回答する ．合テーションといった測定機器や場所に制約を受けやす

計点は 0−10点に分布し， 4 点以上の場合にサルコペ

い状況で実現可能性の高い評価手法を用い，生活空間

ニアのリスクありと判断される．

18)

での移動性の広狭を判別するためのカットオフ値を明

modified SS-5 は，虚弱高齢者の下肢筋力を簡便にらかにすることは，社会参加の向上を目指した地域理評価するために開発された評価手法である ．原版の学療法における適切な目標設定や介入計画の意思決定SS-5に寄与する．

時間を測定するが，虚弱高齢者では腕組み座位からで12)

本研究の目的は，地域在住の要支援および要介護認

13)

では，腕組み座位で椅子からの立ち座りの遂行

は課題施行が困難なことが多く適用が限定されるため，定を受ける高齢者を対象に，在宅で簡便に測定が可能

modified SS-5 では両手を膝の上に置いた姿勢で椅子な modified SS-5 および OLS における，生活空間でのからの立ち上がりの遂行時間を測定する．測定には，移動性の広狭を判別するための両者のカットオフ値を背もたれ付きの高さ 41 cm の椅子を用い，全ての測確立することである．

定に同仕様の椅子を使用して 1 回測定した．両脚を肩幅程度に広げた安静座位を開始肢位とし， 5 回の立ち対象および方法

座り動作をできるだけ早く遂行し，開始から 5 回目の1．対象

着座時までの遂行時間をデジタルストップウォッチで測12)

本研究は 2 施設の通所リハビリテーション， 3 施設

定した ．遂行時間が短いほど，下肢筋力に優れているの訪問看護ステーションを対象とした多施設共同の横と解釈される．要支援および要介護高齢者を対象とした断的研究であった．調査対象は2021年 1 月から 6 月のmodified SS-5 の測定の信頼性は，Intraclass Correlation

間に通所リハビリテーションまたは訪問看護ステー

Coefficients が0.92で高い再検査信頼性が確認されてションを利用する要支援または要介護高齢者とした．

いる ．また，下肢筋力や歩行能力との相関関係を有

12)

12)

取り込み基準は，1）要支援または要介護の認定を受しており，妥当性が検証されている ．

けて何らかのサービスを利用中の者，2）65歳以上の者

OLS は，両手を腰に置き，非支持脚を屈曲し，支持とした．除外基準は，1）測定が困難と判断される重篤脚（ボールを蹴る側）のみでの立位保持時間をデジタな既往歴または合併症を有する者，2）失語症や認知症

ルストップウォッチにより測定した．保持時間が長いなどにより検査内容の理解が困難であった者，3）本研

ほど，バランス能力に優れていると解釈される． 2 回

究の同意が得られない者とした．本研究はヘルシンキの測定を行い，平均を代表値とした．保持時間は120

宣言に基づき，対象者へ本研究の趣旨を説明し，書面秒を上限として設定した．地域在住高齢者を対象としによりご本人もしくはご家族から同意署名を得た．同た OLS の信頼性と妥当性は検証されている ．

16)

意の得られた66名の対象が本研究に参加した．本研究

LSA は，身体活動を生活空間といった概念でとらえ，は沼田脳神経外科循環器科病院 倫理委員会（承認番号：

過去 4 週間の各活動範囲レベルでの活動や頻度，自立300-2）の承認を得た．なお，本研究は Strengthening

度を数量的に評価する指標である ．活動範囲は寝室

the Reporting of Obser vational Studies in Epidemiol-

内，自宅内，自宅近隣，住居から 800 m 以内，住居か

17)

ogy

6)

ら 16 km 以内，住居から 16 km 以上の 6 つに区別さのガイドラインに沿って実施された．

れる．頻度は 1 週間のうち， 1 日未満， 1−3 日， 4−
2．方法

6 日， 7 日の 4 つに区分される．自立度は物的および対象者の基本属性として，年齢，性別，要介護度，人的介助を要さずに自立して活動した最大の活動レベ

主疾患，下肢装具と歩行補助具の使用の有無，過去 1

ル，歩行補助具を用いて活動した最大の活動レベル，

18)

年間の転倒歴の有無，SARC-F

物的および人的介助を用いて活動した最大の活動レベを診療録から収集し53

地域理学療法学

ルの 3 つに区分される．得点化は，各生活空間（ 0−Vol. 2 （2023）

表1

対象者の基本属性5 点）の得点に頻度（ 1−4 点）と自立度（ 1−2 点）

全対象（n＝66）の得点を乗じて，それら得点の和を LSA の合計点と年齢（歳），平均（標準偏差）
性別（女性），n（％）
要介護度（人），n（％）
要支援 1
要支援 2
要介護 1
要介護 2
要介護 3
要介護 4
要介護 5
主疾患（人），n（％）
脳血管疾患
循環器疾患
運動器疾患
神経性疾患
その他
下肢装具の使用（人），n（％）
歩行補助具の使用（人），n（％）
過去 1 年間の転倒歴（人），n（％）
SARC-F ≧ 4 （人），n（％）

した．合計点は， 0−120点の範囲であり，得点が高いほどより活動範囲が広く，活動の頻度や自立度が高いことを意味する．地域在住高齢者を対象とした LSAの信頼性と妥当性は検証されている

6,19)

．

統計処理は，基本属性の記述統計量として，各測定値の平均値と標準偏差または人数と割合を算出した．
また，臨床指標の記述統計量は，平均値と標準偏差，最大および最小値，中央値と四分位範囲，歪度と尖度を算出した．次に，modified SS-5 および OLS の生活空間での移動性の広狭を判別するためのカットオフ値
および判別精度を検証するため，LSA の合計から60点
をカットオフ値

20)として 2 群に分類し，基本属性および臨床指標を比較した．Sawyer ら

20)

は LSA の合計が60点以上の群と60点未満の群とでは，ADL および
手段的 ADL の制限や 4 年間の死亡率に差があったとされている．また，LSA の合計が60点以上の者は近隣20)から自立して外出する能力と一致したとされている ．

80.9（ 7.6）
39（59.1）
14（21.2）
22（33.3）
15（22.7）9（13.6）3（ 4.5）2（ 3.0）1（ 1.5）15（22.7）
7（10.6）27（40.9）
12（18.2）5（ 7.6）7（10.6）46（69.7）35（53.0）32（48.5）

そのため，本研究では LSA の合計が60点以上を生活空間の移動性が広い群，60点未満を生活空間の移動性であった（表 1 ）．表 2 に modified SS-5，OLS，LSA

が狭い群と定義した．群間比較は，比率尺度に対応のの分布を示した．それぞれの平均値は順に，15.4秒，ない t 検定，順序尺度に Mann-Whitney の U 検定，名6.8秒，43.9点であった（表 2 ）．
表 3 に生活空間での移動性の広狭で分類した基本属

義尺度に Fisher の正確確率検定を用いた．また，LSA
を従属変数とし，modified SS-5 および OLS と両者の性，臨床指標の比較の結果を示した．歩行補助具の使

複合変数の 3 つを独立変数とした Receiver Operatorat-

用，SARC-F≧ 4 点以上の者は生活空間の移動性が狭い

ing Characteristic 曲線により，それぞれの Area Under

群で有意に多かった．臨床指標はいずれも生活空間の

the Curve（AUC）によるカットオフ値を算出した．事

移動性が広い群で有意に優れていた（表 3 ）．

前に LSA の合計から60点をカットオフ値とする 2 群

表 4 と図 1 に生活空間での移動性の広狭を判別する

を従属変数とし，modified SS-5，OLS の双方を独立

modified SS-5，OLS と両者の複合変数の ROC 曲線の変数として傾向スコアを算出した．この傾向スコアを

結果を示した．OLS に比べ，modified SS-5 で生活空

modified SS-5 と OLS の複合変数とした．Youden Index

間での移動性の広狭の判別精度に優れており，modi-

により，感度，特異度，陽性尤度比，陰性尤度比，そfied SS-5 と OLS の複合変数は AUC に最も優れていた．

れぞれの95％信頼区間を算出した．AUC による判別

それぞれのカットオフ値は，modified SS-5 が12.82秒

精度の程度は以下のように決定された．0.7-0.8で許で，OLS が7.25秒であった（表 4 ，図 1 ）．

容範囲，0.8-0.9で高い，0.90-1.0で優れた識別力と考

21)

した ．すべての統計解析に SPSS Statistics ver.25.0（IBM Corp., Armonk, NY）を用い，有意水準は 5 ％と察

本研究では地域在住の要支援・要介護認定を受ける

した．

高齢者を対象に，在宅で簡便に測定が可能な modified

結SS-5 と OLS における，生活空間での移動性の広狭を果判別するための両者のカットオフ値を明らかにした．

対象者の基本属性を表 1 に示した．全対象は66名で，その結果，要支援・要介護認定を受ける高齢者では，性別は女性の割合が多く，要介護度は要支援の割合がmodified SS-5 と OLS のいずれも高い精度で生活空間多かった．主疾患は運動器疾患が最も多く，半数以上での移動性の広狭を判別でき，両者を組み合わせた際が歩行補助具を使用しており，かつ過去 1 年以内の転に最も判別精度が高いことが明らかとなった．
これまで SS-5 のカットオフ値はいくつか検討され倒歴を有していた．SARC-F≧ 4 点以上の者は48.5％
54

地域在住の要支援・要介護高齢者における生活空間での移動性の広狭を判別する修正版 5 回椅子立ち座りテストと片脚立位時間のカットオフ値の検証

表2

modified SS-5，OLS，LSA の分布

平均値

標準偏差

最小値

最大値

中央値

第 1 四分位

第 3 四分位

歪度

尖度

15.4
6.8
43.9

6.3
14.0
18.4

4.9
0.0
4.0

43.5
93.4
120.0

15.0
2.1
42.8

10.9
0.5
31.8

18.4
7.0
51.0

1.5
4.4
1.3

4.9
23.4
3.7

modified SS-5（秒）OLS（秒）
LSA（点）

modified SS-5, modified 5 times Sit to Stand test; OLS, One-Leg Standing test; LSA, Life Space Assessment

表3

生活空間での移動性の広狭で分類した基本属性，modified SS-5，OLS，LSA の群間比較

年齢（歳），平均（標準偏差）
性別（女性），n（％）
要介護度（要支援1/2／要介護1/2/3/4/5），（人）
主疾患（脳血管疾患／循環器疾患／運動器疾患／
神経性疾患／その他），（人）下肢装具の使用（人），n（％）
歩行補助具の使用（人），n（％）
過去 1 年間の転倒歴（人），n（％）
SARC-F ≧ 4 （人），n（％）
modified SS-5（秒），平均（標準偏差）
OLS（秒），平均（標準偏差）
LSA（点），平均（標準偏差）

LSA ≧60（n＝9）

LSA＜60（n＝57）

p value79.7（ 7.6）5（55.6）
2/4/2/0/1/0/0

81.1（ 7.7）34（59.6）
12/18/13/9/2/2/1

0.593
1.000
0.506

1/0/5/2/1

14/7/22/10/4

p＜0.050.0（ 0.0）1（11.1）4（44.4）0.0（ 0.0）
9.2（ 2.7）
24.9（29.4）
77.9（18.0）

7（12.3）45（78.9）31（54.4）
32.0（48.5）
16.4（49.5）
3.9（50.5）
38.5（51.5）

0.581
p＜0.010.724
p＜0.01p＜0.01p＜0.01p＜0.01

対応のない t 検定または Fisher の正確確率検定または Mann-Whitney の U 検定で比較した．modified SS-5,
modified 5 times Sit to Stand test; OLS, One-Leg Standing test; LSA, Life Space Assessment

表4

生活空間での移動性の広狭を判別する modified SS-5，OLS と両者の複合のカットオフ値と判別精度
感度（95％ CI）

AUC（95％ CI）

特異度（95％ CI）

陽性尤度比（95％ CI）

陰性尤度比（95％ CI）

Cut off 値

Youden index

―

0.696

0.910
0.889
0.807
4.606
0.138
（0.819-1.000）（0.597-0.980）（0.761-0.821）（2.500-5.485）（0.025-0.529）

modified SS-5

12.82

0.643

0.905
0.889
0.754
3.619
0.147
（0.814-0.997）（0.594-0.980）（0.708-0.769）（2.033-4.237）（0.026-0.574）

OLS

7.25

0.620

0.860
0.778
0.842
4.926
0.264
（0.741-0.978）（0.485-0.934）（0.796-0.867）（2.375-7.007）（0.076-0.647）

modified SS-5＋OLS

modified SS-5, modified 5 times Sit to Stand test; OLS, One-Leg Standing test; LSA, Life Space Assessment; AUC, Area Under
the Curve; 95％ CI, 95％ Confidence Intervalており，地域在住高齢者における障害発生の予測には
10−12.8秒

22,23)，転倒予測には12−15秒

24,25)

要介護高齢者における生活空間での移動性の広狭を判と報告さ別するためには，転倒予測に比べ，より高次なバランれている．本研究における modified SS-5 のカットオ

ス能力が求められることが示唆された．

フ値は12.82秒であり，本研究の結果はこれら先行研
究測22-25)

26)

本研究における modified SS-5，OLS の生活空間での移動性の広狭を判別するための AUC は，0.905，0.860と近似した値を示した．また，OLS の転倒予
27)のカットオフ値は，入院高齢者で1.02秒 ，要介
28)

護高齢者で 3 秒 ，健常高齢者で12.7秒

29)であり，生活空間での移動性の広狭で分類した 2 群間と報告されの比較でも双方で有意な差を認めた．また，modifiedている．本研究における OLS のカットオフ値は7.25

SS-5，OLS の両者を組み合わせた場合の AUC は0.910

秒であり，入院および要介護高齢者の転倒予測のカッと生活空間での移動性の広狭の判別精度に最も優れて

27.28)

よりも高い値を示した．生活空間での移いた．高齢者における生活空間の移動性は下肢筋力や動性には，趣味活動や近隣住民との交流といった社会

バランス能力を包括的に評価する Short Physical Per-

トオフ値
活動

8,9)

19)

formance Battery と関連したことが報告されている ．

が関連することが報告されている．要支援・55

地域理学療法学

Vol. 2 （2023）

結論

地域在住の要支援・要介護高齢者における生活空間
での移動性の広狭を判別するためのカットオフ値は，modified SS-5 が12.82秒で，OLS が7.25秒で，いずれも高い判別精度であった．本研究の結果は，対象者の社会参加の向上を目指した地域理学療法における適切な目標設定や介入計画の意思決定に寄与する知見であmodified SS-5 + OLS
modified SS-5
OLS

る．

利

益

相

反

本研究に関連し，開示すべき利益相反はない．

文

図1

生活空間での移動性の広狭を判別する modified SS-5，
OLS，両者の複合変数の ROC 曲線
modified SS-5, modified 5 times Sit to Stand test; OLS, OneLeg Standing test

1） 厚生労働省ホームページ：令和 4 年度版高齢社会白書．
https://www8.cao.go.jp/kourei/whitepaper/w-2022/zenbun/
pdf/1s1s_01.pdf（2022年10月10日引用）
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本研究においても下肢筋力やバランス能力は高い判別精度であったことから，ADL および手段的 ADL の制限や 4 年間の死亡率に関連があったとされる生活空間
での移動性に優れた要支援・要介護高齢者を判別するためには，下肢筋力とバランス能力が極めて重要であることが示唆された．

5） 新開省二，藤田幸司，他：地域高齢者におけるタイプ別閉
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OLS のバランス構成要素は静的安定性と基礎的な運動システムで構成されている

30,31)．本研究における

OLS の分布は歪度が4.4，中央値が2.1であり，バランス能力における静的安定性の能力層が低い症例が対51: 1610-1614.
7） May D, Nayak USL, et al. The life-space diary: a measure ofmobility in old people at home. Int Rehab Med. 1985; 7: 182186.
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13） Lord SR, Murray SM, et al. Sit-to-stand per formance
depends on sensation, speed, balance, and psychologicalstatus in addition to strength in older people. J Gerontol A

象の多くを占めていた可能性がある．また，modified
SS-5 の平均は15.4秒と，通所介護施設を利用する要
介護者

12)

献

に比べ，優れた下肢筋力であった．全対象のうち要支援高齢者が54.5％を占めており，要支援・
要介護高齢者の中でも下肢筋力に優れた母集団であった可能性がある．これらの得点分布の特性は一般化可能性として留意すべき点であると考えられた．
本研究では，地域在住の要支援・要介護認定を受ける高齢者を対象に，在宅で簡便に測定が可能な modified SS-5 および OLS における生活空間での移動性の広狭を判別するためのカットオフ値を明らかにした．
本研究の限界は， 2 群間の比較においてサンプルサイ
ズの差が大きかった点である．今後はより大規模な集団で外的妥当性を検証することが望ましいと考える．
また，要介護度や主疾患の分布に偏りが見られた．今後は，要介護度や主疾患毎に検証を行うことで，臨床での一般化可能性がより高くなると考える．また，歩行速度などの他のパフォーマンステストは解析に含められていないため，今後検証する必要がある．
56

地域在住の要支援・要介護高齢者における生活空間での移動性の広狭を判別する修正版 5 回椅子立ち座りテストと片脚立位時間のカットオフ値の検証
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57

地域理学療法学

Vol. 2 （2023）

Validation of cutoff values of the modified five-repetition Sit-to-Stand and
One-Leg Stand tests to discriminate life-space mobility in community-dwellingolder adults needing support or care
1,

2

1

3

Tatsuya IGARASHI *, Kosuke SHIOURA , Yuta TANI , Hirotaka ODAWARA ,4
5
6
7
Kazuki INOUE , Ryo HOSHINO , Hidenori MATSUOKA , Keiichi MITOMO
1

Department of Rehabilitation, Numata Neurosurgery and Cardiovascular Hospital
2
Harunaso Hospital
3
Kagayaki Visiting Nurse Station
4
Kagayaki Visiting Nurse Station Maebashi
5Special Nursing Home Nanohanakan
6
Numata Clinic
7
Visiting Nurse Station Matsukaze

Objective: The purpose of this study was to clarify the cutoff values of the modified five-repetition Sit-to-Standand the One-Leg Stand tests, which discriminate life-space mobility in community-dwelling older adults certified as needing support or care.
Methods: Data obtained from 66 adults（age: 80.9±7.6 years, 39 women）who were using either day-carerehabilitation or home-visit nursing stations were analyzed cross-sectionally. Participants were classified into
two groups according to the degree of life-space mobility as determined by Life Space Assessment. Cutoff
values and discriminant accuracy of both tests were calculated using the Youden Index and area under the
curve（AUC）based on the receiver operating characteristic curve.
Results: The respective AUCs and cutoff values were 0.905（sensitivity: 0.889, specificity: 0.754）and 12.82
sec for the modified five-repetition Sit-to-Stand test and 0.860（sensitivity: 0.778, specificity: 0.842）and 7.25
sec for the One-Leg Stand test.
Conclusion: The results suggest that lower-limb muscle strength and balance ability are important indicatorsfor life-space mobility in community-dwelling older adults needing support or care. The findings of this study
contribute to decision making in goal setting and intervention planning in physical therapy aimed at improving social participation in older adults.
Key words: lower limb muscle strength, balance, Life Space Assessment, validity, participation* Corresponding author

58

地域理学療法学 第 2 巻編集委員長 牧迫飛雄馬
編 集 委 員 池添 冬芽

石垣 智也

尾川 達也

小林

聖美

鈴川芽久美

樋口 由美

松林 義人

山上

徹也

脇田

正徳

（五十音順）

地域理学療法学 第 2 巻
2023 年 3 月 31 日 発行

編集発行
一般社団法人 日本地域理学療法学会〒106-0032

東京都港区六本木七丁⽬ 11 番 10 号

公益社団法人

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