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

次期健康づくり運動プラン作成と推進に向けた研究（２２ＦＡ２００１）

令和４年度総括・分担研究報告書

令和５（2023）年３月

研究代表者

辻

一郎（東北大学大学院医学系研究科）

目

次

Ⅰ．研究組織 ..............................................................

1

Ⅱ．総括研究報告書
次期健康づくり運動プラン作成と推進に向けた研究 ...............................

3

Ⅲ．分担研究報告書
健康寿命の延伸・短縮要因に関する研究（辻 一郎） .............................

17

歯・口腔の健康に関する数値目標と施策の提案（相田 潤） .......................

21

身体活動・運動に関する数値目標と施策の提案（井上 茂） .......................

26

循環器疾患に関する数値目標と施策の提案（岡村智教） ...........................

44

がんに関する数値目標と施策の提案（片野田耕太） ................................

50

健康寿命の算定・評価、関連要因に関する検討（川戸美由紀） ......................

59

休養に関する数値目標と施策の提案（栗山健一） ..................................

69

高齢者の健康に関する数値目標と施策の提案（近藤克則） .........................

78

社会環境の整備・健康格差の縮小に関する検討（近藤尚己） .......................

83

社会環境の整備・健康格差の縮小に関する検討（田淵貴大） .......................

88

糖尿病に関する数値目標と施策の提案（津下一代） ...............................

98

こころの健康に関する数値目標と施策の提案（西 大輔） .......................... 107
健康寿命の延伸可能性に関する研究（村上義孝） ................................. 118
栄養・食生活に関する数値目標と施策の提案（村山伸子） ......................... 123
健康寿命の自治体格差とその要因に関する検討（横山徹爾） ....................... 130

Ⅳ．研究成果の刊行に関する一覧表 .......................................... 139（１） 論文発表（２） 学会発表（３） その他・報道Ⅰ．研 究 組 織
研究代表者
辻 一郎
東北大学大学院医学系研究科 公衆衛生学分野・教授
研究課題：健康寿命の延伸・短絡要因に関する研究
研究分担者
相田 潤
東京医科歯科大学大学院医歯学総合研究科 健康推進歯学分野・教授
研究課題：歯・口腔の健康に関する数値目標と施策の提案
井上 茂
東京医科大学医学部 公衆衛生学分野・主任教授
研究課題：身体活動・運動に関する数値目標と施策の提案
岡村智教
慶應義塾大学医学部 衛生学公衆衛生学教室・教授
研究課題：循環器疾患に関する数値目標と施策の提案
片野田耕太
国立研究開発法人 国立がん研究センターがん対策研究所 予防検診政策研究部・部長
研究課題：がんに関する数値目標と施策の提案
川戸美由紀
藤田医科大学医学部 衛生学講座・講師
研究課題：健康寿命の算定・評価、関連要因に関する検討
栗山健一
国立精神・神経医療研究センター 精神保健研究所 睡眠・覚醒障害研究部・部長
研究課題：休養に関する数値目標と施策の提案
近藤克則
千葉大学予防医学センター 社会予防医学研究部門・教授
研究課題：高齢者の健康に関する数値目標と施策の提案
近藤尚己
京都大学大学院医学研究科 社会疫学分野・教授
研究課題：社会環境の整備・健康格差の縮小に関する検討

- 1 -

田淵貴大
大阪国際がんセンターがん対策センター 疫学統計部・副部長
研究課題：社会環境の整備・健康格差の縮小に関する検討
津下一代
女子栄養大学栄養学部・特任教授
研究課題：糖尿病に関する数値目標と施策の提案
西 大輔
東京大学大学院医学系研究科 精神保健学分野・教授
研究課題：こころの健康に関する数値目標と施策の提案
村上義孝
東邦大学医学部 医療統計学分野・教授
研究課題：健康寿命の延伸可能性に関する研究村山伸子
新潟県立大学人間生活学部・教授
研究課題：栄養・食生活に関する数値目標と施策の提案
横山徹爾
国立保健医療科学院 生涯健康研究部・部長
研究課題：健康寿命の自治体格差とその要因に関する検討- 2 -Ⅱ．総括研究報告書

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

次期健康づくり運動プラン作成と推進に向けた研究
研究代表者 辻 一郎 東北大学大学院医学系研究科公衆衛生学分野・教授
研究要旨
令和６年度に開始予定の次期国民健康づくり運動プラン（以下、「次期プラン」）の策定・実施・評価に関して学術的観点からサポートすることを目的に、15 名の研究者で研究班を組織し、以下の結果を得た。
１. 健康寿命（日常生活に制限のない期間の平均）の算定対象者や年齢階級区分を変えても、健康
寿命の推移に大きな変化がなく、現行の算定方法の頑健性が示唆された。次期プランの健康寿
命の延伸目標と「健康寿命延伸プラン」の延伸目標との整合性が確認された。
２. 健康寿命の地域（都道府県・市町村）間格差の要因分析を行うための資料・ツール類を作成した。今後、自治体担当者が地域間格差の要因分析をできるように、具体的な分析手順書と必要なツール類をパッケージ化する予定である。
３. 心理的苦痛による健康寿命の損失は、個人レベルでは重度ほど大きい。しかし該当者数は重度ほど少ないため、集団レベルでの健康寿命損失の約７割が低中程度の心理的苦痛によるものであった。メンタルヘルス対策におけるポピュレーションアプローチの重要性が示唆された。
４. 社会経済要因・社会参加・建造環境とさまざまな健康関連事象（フレイルリスク、自殺率、死亡までの自立度の変化パターン、がん検診受診、歯肉出血・歯科受診など）との関連を分析し、社会経済要因による健康格差の縮小策や自然に健康になれる環境づくりを提案した。
５. 次期プランで掲げるべき目標項目と目標値を提案するために、さまざまなエビデンスを精査し、ロジックモデルを作成した。これをもとに、56 項目の目標を選定し、厚生労働省担当課に提案
した。
研究分担者
相田
井上

潤
茂

田淵 貴大
東京医科歯科大学大学院医歯学

大阪国際がんセンターがん対策
センター疫学統計部・副部長

総合研究科・教授

津下 一代

女子栄養大学栄養学部・特任教授

東京医科大学医学部・主任教授

西東京大学大学院医学系研究科・教

大輔

岡村 智教

慶應義塾大学医学部・教授

授

片野田耕太

国立研究開発法人 国立がん研究村上 義孝

東邦大学医学部・教授

センターがん対策研究所・部長

村山 伸子

新潟県立大学人間生活学部・教授

川戸美由紀

藤田医科大学医学部・講師

横山 徹爾

国立保健医療科学院生涯健康研

栗山 健一

国立精神・神経医療研究センター

究部・部長

精神保健研究所・部長
近藤 克則

千葉大学予防医学センター社会
予防医学研究部門・教授

近藤 尚己

京都大学大学院医学研究科・教授

Ａ．研究目的
国民健康づくり運動「健康日本 21（第二次）」の最終評価報告書が、令和 4 年 10 月に公表さ- 3 -れた。その到達点と課題などに基づいて、次期Ｂ．研究方法

国民健康づくりプラン（以下、「次期プラン」）

本研究班は、研究代表者と 14 名の研究分担に関する議論が、厚生科学審議会地域保健健康者・4 名の研究協力者で構成される。第１回研増進栄養部会（以下、「部会」）と同・次期国民究班会議を令和 4 年 4 月 21 日に開催して本年

健康づくり運動プラン（令和６年度開始）策定

度における研究の計画について協議した。その専門委員会（以下、「策定専門委員会」）で行わ

後、各研究者が相互に連携しつつ研究を進めた。

れている。

7 月 22 日に第２回班会議を開催して中間報告

本研究の目的は、令和６年度に開始予定の次とその協議・検討を行った。さらに令和 5 年 1期プランの策定・実施・評価に関して学術的観

月 30 日に第３回研究班会議を開催して本年度

点からサポートすることである。具体的には、の研究結果を取りまとめた。

（１）国民の健康課題の要因・健康増進施策などに関する科学的エビデンスを収集・精査し、なお、研究方法の詳細については、各分担研
究報告書を参照されたい。

次期プランの策定に活用すること、（２）各種の
健康課題において目標とすべき項目、目標値な（倫理面への配慮）

ど、次期プランへの提言を行うこと、（３）作成

すべての研究は「人を対象とする医学系研究された次期プランに基づき、国及び各自治体がに関する倫理指針」を遵守しており、所属施設

取り組むべき健康増進施策を示すこと、（４）上の倫理委員会の承認を受けている。個人情報の記施策の効果的な実施・展開方法を提言するこ

取り扱いなどの方法に関する詳細については、と、（５）次期プランの推進及び評価の体制につ

各分担研究報告を参照されたい。

いて提案を行うこと、である。
これらの目的を達成するため、15 名による研Ｃ．研究結果究班を組織する。辻は、部会の部会長と策定専

１）健康寿命の延伸と健康格差の縮小に関する

門委員会の委員長を務めている。岡村・近藤研究（川戸美由紀・辻 一郎・村上義孝・（克）
・近藤（尚）
・津下・西・村山・横山は策横山徹爾）

定専門委員会の委員である。また、策定専門委

川戸は、健康寿命のさまざまな算定方法の間

員会委員の池原賢代・大阪大学准教授、尾島俊で指標値・年時差を比較した。その結果、測定之・浜松医科大学教授、山縣然太朗・山梨大学

対象の変更（居宅者のみ→居宅者＋入院・入所

教授には研究協力者として研究班にご参加い者）や最終年齢階級の変更（85 歳以上→85〜89

ただいている。また、川戸の協力者である橋本

歳、90〜94 歳、95 歳以上）にともなって、健康

修二・藤田医科大学教授は、部会に健康寿命の寿命（日常生活に制限のない期間の平均）の指算定結果を定期的に報告している。以上のよう標値（各年年の値）自体は（前者で 0.7 年程度、に、分担研究者・研究協力者の多くが行政上の後者で 0.1 年程度）変化したが、2010 年から

課題と学術研究とを連結させられる立場にあ2019 年までの年次差はほとんど変わらなかっる。

た（0.1 年未満）
。健康日本 21 の健康寿命の評

以上のような優れた研究実績と政策提言の価はベースライン時から最終評価時までの年経験を有する研究者を組織することにより、次次差により行われるので、これら算定方法の違期プランの策定と推進を学術面からサポート

いによる影響を受けないことが確認された。

し、国民における健康寿命のさらなる延伸と健康格差の縮小に資するものである。

7は、健康寿命の関連要因を解明するために、高齢者における心理的苦痛の程度と健康寿命との関連を検討した。その際、異なるレベル（K6- 4 -点数）の心理的苦痛と健康寿命損失年数との関法を開発することを目標としている。今後、一連を、個人レベルと集団レベルのそれぞれで分部の県で市町村格差要因分析を試行して手順析した。男女ともに、心理的苦痛による健康寿をまとめ、自治体担当者が地域間格差の要因分

命の損失は、個人レベルでは重度になるほど大析をできるように、具体的な分析手順書と必要

きかった（軽度で約 1.3 年、中等度で約 2.8 年、なツール類をパッケージ化する予定である。

重度で約 4.5 年の損失）。該当者数は重度ほど少なかったため、集団レベルでの健康寿命損失

２）主要な生活習慣病の発症予防と重症化予防の約７割が低中程度の心理的苦痛によるもの

に関する研究（岡村智教、片野田耕太、であった（総損失年数に占める割合：軽度が約

津下一代）

45％、中等度が約 26％、重度が約 29％）
。集団

岡村は、未治療の段階からどの程度の割合で全体の健康寿命を延ばすうえで、メンタルヘル

新規の服薬が発生するかを解明するため、健康ス対策におけるポピュレーションアプローチな集団を対象とするコホート研究データを分の重要性が示唆された。

析した。当初、服薬者のいない健常ボランティ

村上は、健康寿命延伸プランの健康寿命の延ア集団である神戸研究の参加者 930 人（男性 282

伸目標と健康日本 21 次期プランの延伸目標と人、女性 648 人）を対象に、６年後調査の服薬の整合性を検討した。目標値として 2019 年の情報を確認した。その結果、新規服薬者は、高健康寿命「日常生活に制限のない期間の平均」

血圧の服薬 100 人（10.8％）、脂質異常症の服薬の男女別の値を用い、厚生労働省「健康寿命延92 人（9.9％）、糖尿病の服薬 12 人（1.3％）で伸プラン」での延伸目標(2016 年から 2040 年まあった。また、ベースライン調査時の検査値をでに３年以上の延伸)を参考に、次期プラン最調べると、新規服薬者のうち一定割合は、診断

終年の 2034 年における健康寿命の目標値を男

基準には達していないものの境界域に該当し性 74.56 年、女性 77.26 年と定めた。この目標ていた。したがって、新規の服薬の開始を抑制

値の適切性を検討するために、2020-2040 年のするためには、これらの境界域該当者に対する将来の死亡率・不健康割合について９つのシナ

生活習慣改善のための働きかけが必要と考えリオを設定、健康寿命を算定した。その結果、られた。

2034 年の健康寿命の目標値は、各シナリオによ

片野田は、がんの一次予防、二次予防の分野

り算定された健康寿命の最大・最小の中で中間におけるロジックモデルの提案と、同分野におに位置した。この中間的な予測値は今回算定しける健康格差の指標の提案を行った。がん対策

た 2034 年の健康寿命と近く、目標値の適切性の一次予防では、生活習慣と感染という日本人が示唆された。

のがんの主要な要因について、現行の健康日本

横山は、全都道府県・市区町村別に、健康寿

21 およびがん対策推進基本計画と整合性を取命・平均寿命と、死因別死亡、生活習慣・リスる形でロジックモデルを作成した。がんの二次ク因子等との関連を検討するための、それぞれ予防では、科学的根拠に基づくがん検診の選択の地域差や経年推移を「見える化」する資料・と実施、受診勧奨、精度管理に関する施策と評

ツール類を作成した。健康寿命の地域間格差の価指標を構築した。がんの一次予防、二次予防

縮小策をさらに推進するためには、格差の要因

における健康格差指標については、悉皆調査デを明らかにすることが望まれるが、そのためのータでは市町村別の地理的はく奪指標を用い方法論は十分に示されていない。そこで本研究た指標が、標本調査データでは学歴や収入など

は、自治体（都道府県・市町村）において健康の社会経済属性別の集計が利用できると考え

寿命の地域間格差の要因分析を行うための手られた。健康日本 21 および都道府県計画にお- 5 -いて、健康格差を含めた実効的な施策を評価すを提案し、さらにこころの健康の副次目標となるための枠組みを提示する必要がある。

り得る孤独感・社会的孤立と地域格差との関連

津下は、糖尿病の発症予防、早期発見、患者を検討した。数値目標としては、心理的苦痛をの重症化予防と QOL 維持向上までの相互関連を抱える者の減少に関しては 2036 年までに 9.4％

俯瞰したうえで、糖尿病分野のロジックモデルとすること、心のサポーター数に関しては厚労を作成し、指標・数値目標を提案した。科学的省の目標に準じて 2033 年までに 100 万人としエビデンスの収集・精査により、包括的なリスた。施策の提案に関しては、一次予防としては

ク管理、生活習慣改善・体重減量の重要性、社

出前講座等による普及啓発、二次予防としては

会的・経済的格差やスティグマへの対応の必要

様々な相談窓口の設置と充実、三次予防として性が確認された。ロジックモデルでは、１段目

は精神疾患を持つ人の就労や社会参加のため（生活習慣）、２段目（包括的なリスク管理）、の相談支援の充実等が考えられた。また、孤独

３段目（健康障害）という階層構造により、糖感・社会的孤立と地域格差に関しては、社会的尿病の発生予防から重度化予防までを包括的孤立のみ、調整後の解析で居住環境との間に有にとらえられるモデルとした。Trend-analysis

意な群間差が認められたが、孤独感に関してはツールを用いて、糖尿病性腎症による新規透析有意な地域格差は認められなかった。

導入、血糖コントロール不良者（HbA1c≧8.0％）の割合、糖尿病有病者数の３指標について将来予測を行い、2032 年値を推計して対策の効果を見積もり、目標値を提案した。

４）健康格差の縮小に関する研究（近藤尚己、
田淵貴大）
近藤（尚）は、介護保険データを活用して、死亡までの自立度の変化パターンの社会経済

３）社会生活を営むために必要な機能の維持・格差を分析した。分析の結果、持続的重度障害向上に関する研究（近藤克則、西 大輔）（ 9.4 ％ ）、 進 行 性 （ 12.6 ％ ）、 急 速 進 行 性近藤（克）は、次期プランにおける高齢者の（12.4％）、急激低下（19.2％）、ADL 低下なし

健康および社会的健康に関する目標指標と施（46.3％）という５つのトラジェクトリが同定策を提案した。具体的には、昨年度作成した高された。社会的孤立（社会活動参加が少ない者）

齢者の健康分野におけるロジックモデルをもほど、持続的重度障害や急激低下のトラジェクとに、利用可能な指標の入手可能性や妥当性をトリを描く割合が多かった。所得や教育年数が検 討 し 、 日 本 老 年 学 的 評 価 研 究 （ Japan

良好なほど、長期間自立度が高いパターンのオGerontological Evaluation Study，JAGES）のッズが高かったが、統計的には不明確であった。

データ等を用いて建造環境や高齢者の健康と社会的孤立を予防すること、また社会的孤立やの関係を分析したうえで、目標指標と施策を提経済状況に配慮した予防的ケアを行うことが、案した。その結果、近隣の良好な建造環境に住

人生最後の数年間における高齢者の機能的能

む高齢者はフレイルリスクが低いこと、社会生力の維持やその格差の是正に役立つ可能性が活をしている高齢者が多い都道府県は自殺率示された。

が低いことなどを明らかにした。さらに、次期

田淵は、国民生活基礎調査データを利用して、プランの指標として、社会環境の質の向上（地社会経済状況とがん検診受診との関連を検討

域のつながりの強化、社会活動に参加しているした。アウトカムは子宮頸がん検診（２年以内）、者の割合など）、自然に環境になれる環境づく

乳がん検診（２年以内）、大腸がん検診(１年以りを提案した。

内)の受診率とし、社会経済状況の指標として

西は、こころの健康に関する数値目標と施策

学歴および雇用形態を用いた。その結果、2010- 6 -年から 2019 年の間に各がん検診の受診率は全価する案（Ｄ案）を提案した。またＤ案を用い体として向上した。低学歴と不安定な雇用形態て全国 122 都市、38,798 人のインターネット調

は各がん検診の未受診と関連しており、がん検査を行った。

診未受診の雇用形態に応じた格差は拡大して栗山は、次期健康づくり運動プランにおけるいた。以上より、社会経済的状況の各層でのが「睡眠休養感」の具体的数値目標に加え「睡眠ん検診受診率に注目し、がん検診受診の社会経時間」に関する数値目標を検討した。
「睡眠休養済格差を縮小させることの重要性が示唆され感」指標では、20～59 歳では平成 30 年度のた。

70.4％から平成 21 年度の水準まで回復させる
ことを目標とし、75％を数値目標として推奨し

５）生活習慣及び社会環境の改善に関する研究た。60 歳以上では、平成 30 年度の 86.8％から（相田 潤、井上 茂、栗山健一、村山伸子）

平成 21 年度の水準まで回復させることを目標

相田は、歯周病の主症状である歯肉出血や重とし、90％を具体的数値目標として推奨した。

要な歯科保健行動である過去１年以内の歯科「睡眠時間」指標では、20～59 歳における短時

受診について、健康格差が存在するか、また格間睡眠のリスクと 60 歳以上での長時間臥床の差に対して歯科医療費の負担がどのように寄リスクを鑑み、20～59 歳では６時間以上９時間

与するかについて検討した。2019 年日本老年学未満、60 歳以上では６時間以上８時間未満を評価研究（JAGES）のデータを用いて、65 歳以「十分な睡眠時間」と設定した。そして、全て上の自立高齢者 15,389 人（平均年齢 71.8 歳、の世代で十分な睡眠時間が確保できている者

女性 52％）を対象に、歯科医療費の自己負担割の割合が 60％以上を達成することを推奨した。

合による格差の違いを検討した。その結果、歯村山は、次期プランの策定・実施・評価に関

肉出血と歯科受診には等価所得や教育歴に伴して、学術的エビデンス・手法をもとに、行政

う健康格差が存在した。一方、自己負担割合が上の課題の解決を目指している。令和４年度で小さいグループほど社会経済的要因による歯は、先行研究や自治体行政栄養士へのヒアリン

肉出血・歯科受診の格差が小さくなった。以上

グ等をもとに、栄養・食生活分野のロジックモ

より、歯科医療費の自己負担割合を下げること

デルの更新、目標項目、目標値の検討を行うこには社会経済的要因に伴う口腔の健康格差をととした。健康日本 21（第二次）の評価結果、是正する可能性があることが示唆された。

先行研究等をもとに、栄養・食生活分野の目標

井上は、国民健康・栄養調査のデータを用として、（１）栄養状態：適正体重の維持６指標、いて 2032 年の歩数・運動習慣者割合を予測し、（２）食物・栄養素摂取：適切な量と質の食事

歩数の目標（男女とも成人 8000 歩／日、高齢者

２指標、（３）食行動：健康的な食行動１指標、6000 歩／日）・運動習慣者割合の目標（男女と（４）食環境：健康で持続的な食環境２指標をも成人 30％、高齢者 50％）を提案した。また、提案し、食環境以外の項目について目標値を設

現在検討が進められている新しい身体活動・座定した。次期プランの目標に焦点をあててロジ

位行動ガイドラインとの整合をはかりつつ、オックモデルを更新した。

プションとして４つの目標、すなわち、立地適
正化計画等の都市計画を評価し目標とする案（Ａ案）、国全体の立地適正化計画の策定状況

Ｄ．考 察
本研究事業では、以下の５点について調査研を目標とする案（Ｂ案）、健康日本 21（第二次）究を行った。

の環境整備目標の改訂案（Ｃ案）、国民健康・栄１. 健康寿命の延伸と健康格差の縮小に関す養調査等の調査を用いて環境整備の状況を評

る研究

- 7 -

２. 主要な生活習慣病の発症予防と重症化予防に関する研究３. 社会生活を営むために必要な機能の維持・向上に関する研究性を強調した。また、健康寿命の地域間格差を縮小させるには、自治体職員が格差の要因を分析し、格差の縮小策を検討できるようになることが必要である。横山はその課題に取り組んで

４. 健康格差の縮小に関する研究

おり、３年計画の１年目に相応しい成果をあげ

５. 生活習慣及び社会環境の改善に関する研ることができた。

究第２項「主要な生活習慣病の発症予防と重症

このうち、第１項の研究は健康寿命に関する化予防に関する研究」、第３項「社会生活を営む検討（測定方法の検討、2022 年国民生活基礎調ために必要な機能の維持・向上に関する研究」、

査データをもとに健康寿命の算定、健康寿命の第４項「健康格差の縮小に関する研究」、第５項

関連要因の解明、健康寿命の地域間格差の要因「生活習慣及び社会環境の改善に関する研究」

分析と縮小策の検討など）を行うものであるの

では、本年度は研究計画の通り、目標項目と数に対し、第２項から第５項までの研究は次期プ

値目標を提案した。そのため、２回の班会議にランの目標項目に関する検討（令和４年度：目加えて、関係者間におけるメールにより意見交

標項目と数値目標の提案、令和５年度：目標達

換やオンラインでの会議などを頻繁に行った。

成に向けたアクション・プランの提案、令和６

目標項目を決めるために以下の２つの作業を

年度：自治体における評価・推進体制の提案）行った。第１に、ロジックモデル（個別施策とを行うものである。そこで、第２項から第５項

アウトカムとの関連について階層性をもってまでの研究については一括して、本年度の達成

全体像を示すもの）を作成した。なお、ロジッ

状況を検討したい。

クモデルの階層はアウトカムの特性により２

第１項「健康寿命の延伸と健康格差の縮小につに分けて検討した。アウトカムが疾病である関する研究」は、健康寿命の算定・健康寿命の場合は、生活習慣等の改善→危険因子・基礎的

目標設定・関連要因の解明・健康寿命の地域間病態の改善→疾病等の予防という、３層構造と格差の縮小策の提案を行うものである。本年度した。アウトカムが生活習慣・危険因子であるは３年計画の１年目であり、これらに関する基

場合は、プロセス（取組・対策）→アウトプッ

礎的な検討を行った。次期プランの実施期間はト（行動や環境の変化）→アウトカム（生活習2024 年度から 2035 年度までとされ、その間に慣や健康指標の変化）という、３層構造とした。

は高齢者全体に占める後期高齢者の割合や在第２に、ロジックモデルに掲げられたさまざま宅と入院・入所の割合も変化していくことが予な個別施策のなかから次期プランの目標項目想される。川戸は、健康寿命の年次差が上記のを選定した。その選定にあたっては、国民の健変化による影響を受けないことを解明し、指標

康増進に寄与することに関するエビデンスがの頑健性を保証した。また、国が掲げる健康寿あり、その数値が公的統計などにより長期にわ命のもう一つの目標として「健康寿命延伸プラ

たって得られることを重視した。その結果、表ン(2016 年から 2040 年までに３年以上の延伸)」

１に示す 56 項目の目標を選定し、令和４年８がある。村上は、次期プランの延伸目標と「健月 10 日に厚生労働省の次期プラン担当課に提康寿命延伸プラン」との整合性が高いことを示案した。

した。7は、健康寿命の関連要因をコホート研

厚生労働省「次期国民健康づくりプラン（令究により解明しており、本年度はこころの健康

和６年度開始）策定専門委員会」が令和４年９に関する解析結果を示し、メンタルヘルス対策

月 26 日に始まり、種々の議論を経て５年２月におけるポピュレーションアプローチの重要

20 日に「国民の健康の増進の総合的な推進を図- 8 -

- 9 -

適正体重を維持している者の増加（肥満、若年⼥性のやせ、⾼齢者のやせの減少）
肥満傾向の⼦どもの割合の減少
主⾷・主菜・副菜がそろった⾷事の増加
⾷塩摂取量の減少
野菜摂取量の増加
⾷品企業での減塩（厚⽣労働省「健康的で持続可能な⾷環境戦略イニシアチブ」に登録し、75歳未満のがんの年齢調整罹患率の減少

75歳未満のがんの年齢調整死亡率の減少

がん検診の受診率の増加

がん検診の精検受診率の増加

脳⾎管・虚⾎性⼼疾患の年齢調整死亡率の減少

収縮期⾎圧値の低下

運動習慣者の割合の増加
睡眠時間が適切に確保（6-8時間）できている者の割合の増加
睡眠で休養が充分取れている者の割合の増加
⽣活習慣病のリスクを⾼める量を飲酒している者（⼀⽇当たりの純アルコール摂取量が治療継続者の割合の増加

HbA1cが8.0%以上の者の割合の減少

糖尿病年齢調整有病率の減少

メタボリックシンドローム及び予備群の年齢調整該当率の増加の抑制

休肝⽇を少なくとも週2⽇以上設けている者の割合の増加
妊娠中の飲酒をなくす
成⼈の喫煙率の減少
喫煙の格差の減少
妊娠中の喫煙をなくす
受動喫煙（家庭・職場・飲⾷店・⾏政機関・医療機関）の機会を有する者の割合の減少
60 歳代における咀嚼良好者の割合の増加（⼝腔機能の維持・向上）
⻭の喪失の減少（80歳で20⻭以上、60歳で24⻭以上、40歳で喪失⻭なし）
⻭⾁炎・⻭周炎の減少
う蝕・未処置う蝕の減少
過去 1 年間に⻭科検診を受診した者の割合の増加 (20 歳以上）
⻭ブラシを⽤いた⻭みがきに加えてデンタルフロスや⻭間ブラシを使う者の割合の増加
集団フッ化物洗⼝を実施している幼稚園・保育園・学校の増加

特定保健指導の実施率の増加

⾃殺死亡率の減少

気分障害・不安障害に相当する⼼理的苦痛を感じている者（K6が10点以上）の割合の減少

メンタルヘルスに関する措置を受けられる職場の割合の増加

⼼のサポーター数の増加

要介護状態への移⾏抑制（要介護・要⽀援認定者の数）認知症の発症や進⾏の抑制（介護保険認定での認知症⾃⽴度Ⅱ以上の⼈数）

社会参加（孤⽴）

孤独感

⽣活満⾜度

がんサバイバーの就労率の増加

⽣活保護受給者の健診受診率の増加

⼦どもがいる世帯の相対的貧困率の低下

男性40g以上、⼥性20g以上の者）の割合の減少

⽇常⽣活における歩数の増加

糖尿病腎症による年間新規透析導⼊患者数の減少

特定健康診査の実施率の増加

特定給⾷施設での栄養管理（管理栄養⼠・栄養⼠の配置率）の向上

⾼⾎圧者における降圧剤服⽤率の増加

減塩⽬標を設定した 企業数）の増加

主要な健康指標について、地域間格差是正の⽬標値を設定している都道府県の増加

健康寿命の都道府県格差の縮⼩LDLコレステロール平均値の低下連絡調整会議を活発に⾏っている市町村の割合の増加

健康寿命の延伸

表１ 次期プランにおける⽬標項⽬の提案

るための基本的な指針」（案）を策定し、次期プ認された。

ランでの目標 51 項目を示したが、そのうち 37

２．健康寿命の地域（都道府県・市町村）間格

項目は本研究班の提案と一致した。以上のよう差の要因分析を行うための資料・ツール類に、本研究班による目標項目の提案は、行政上を作成した。今後、自治体担当者が地域間の価値も十分に高かったものと評価できる。本

格差の要因分析をできるように、具体的な研究班は、目標達成に向けたアクションプラン

分析手順書と必要なツール類をパッケージの提案を来年度行う予定であるが、アクション化する予定である。

プランの必要性は厚生労働省の次期国民健康３．心理的苦痛による健康寿命の損失は、個人づくりプラン（令和６年度開始）策定専門委員

レベルでは重度ほど大きい。しかし該当者

会や地域保健健康増進栄養部会でも出席委員

数は重度ほど少ないため、集団レベルでのの多くが強調したところであり、本研究班の行健康寿命損失の約７割が低中程度の心理的

政上の意義は実に大きいものと思われる。

苦痛によるものであった。メンタルヘルス

以上のように、本研究は当初の計画通り順調に進捗しており、初年度における研究目的が概対策におけるポピュレーションアプローチの重要性が示唆された。

ね達成されたと考えられる。本研究事業に基づ

４．社会経済要因・社会参加・建造環境とさまく英文原著論文が国際的学術誌に 27 編掲載さ

ざまな健康関連事象（フレイルリスク、自れるなど、学術面の価値も高かった。

殺率、死亡までの自立度の変化パターン、さらに、本研究班の会議には厚生労働省からがん検診受診、歯肉出血・歯科受診など）

約 20 名の方々が毎回出席して議論に参加されとの関連を分析し、社会経済要因による健たこと、すでに述べたように次期プランの目標

康格差の縮小策や自然に健康になれる環境

として本研究班が提案した 56 項目のうち 37 項づくりを提案した。

目が実際に次期プランの目標項目に位置づけ

5. 次期プランで掲げるべき目標項目と目標値られたことなどから、行政上の価値も十分に高を提案するために、さまざまなエビデンス

かったものと思われる。

を精査し、ロジックモデルを作成した。こ

来年度以降も、計画通りに研究事業を進捗させ、国民における健康寿命のさらなる延伸と健康格差の縮小に資するものである。

れをもとに、56 項目の目標を選定し、厚生労働省担当課に提案した。
以上のように、本研究は当初の予定通りに進捗している。来年度以降も、計画通りに研究事

Ｅ．結 論
令和６年度に開始予定の次期国民健康づく

業を進捗させ、国民における健康寿命のさらなる延伸と健康格差の縮小に資するものである。

り運動プラン（以下、「次期プラン」）の策定・実施・評価に関して学術的観点からサポートすることを目的に、15 名の研究者で研究班を組織

Ｆ．健康危険情報なし

し、以下の結果を得た。
１．健康寿命（日常生活に制限のない期間の平Ｇ．研究発表均）の算定対象者や年齢階級区分を変えて

１．書籍

も、健康寿命の推移に大きな変化がなく、

1. 近藤克則．健康格差社会 何が心と健康を蝕む

現行の算定方法の頑健性が示唆された。次のか＜第２版＞．東京, 医学書院，2022.

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5. 栗山健一. 睡眠は「休養感」が鍵 高齢者は長寝に注意．中部経済新聞，2022 年 5 月 19 日
日刊．
6. 栗山健一. 睡眠は「休養感」が鍵 高齢者は長寝に注意．北海道新聞，2022 年 5 月 18 日 日刊．
7. 栗山健一. 睡眠の「休養感」健康指示の鍵．静岡新聞，2022 年 5 月 17 日 夕刊．
8. 栗山健一. 65 歳以上、必要以上の長寝はリス- 15 -

ク 睡眠 鍵は休養感．山陽新聞，2022 年 5月 17 日 朝刊．

2022 年 5 月 6 日 日刊．

9. 栗山健一. 睡眠は「休養感」が鍵．東奥日報，
2022 年 5 月 16 日 日刊．
10. 栗山健一. 睡眠時の休養感

16. 栗山健一. 睡眠は「休養感」が鍵に．千葉日報，
17. 栗山健一. 睡眠で重要なことは「休養感」 高齢者で死亡リスク左右．京都新聞，2022 年 5

健康の鍵に．信月 5 日 デジタル．

濃毎日新聞，2022 年 5 月 12 日 日刊．
11. 栗山健一. 休養感ある睡眠で健康維持．大分
合同新聞，2022 年 5 月 12 日 日刊．
12. 栗山健一. 睡眠は「休養感」が鍵．佐賀新聞，
2022 年 5 月 11 日 日刊．
13. 栗山健一. 睡眠は「休養感」が鍵．長崎新聞，
2022 年 5 月 10 日 日刊．
14. 栗山健一. 睡眠は「休養感」が鍵．北日本新聞，

Ｈ．知的財産権の出願・登録状況
１．特許取得なし
２．実用新案登録
なし
３．その他
なし

2022 年 5 月 10 日 日刊．
15. 栗山健一. 睡眠は「休養感」が鍵 高齢者，長寝は悪影響も．秋田魁新報，2022 年 5 月 7 日
日刊．

- 16 -

Ⅲ．分担研究報告書

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

健康寿命の延伸・短縮要因に関する研究－心理的苦痛の程度と健康寿命との関連：大崎コホート 2006 研究－
研究分担者 辻 一郎 東北大学大学院医学系研究科公衆衛生学分野・教授
研究要旨
高齢者における心理的苦痛の程度と健康寿命との関連を検証し、異なるレベルの心理的苦痛によるポピュレーションレベルでの健康寿命の損失を比較した。男女ともに、心理的苦痛による健康寿
命の損失は、個人レベルでは重度のほうが大きかったが、ポピュレーションレベルでは約３分の２の損失は低中程度の心理的苦痛によるものであった。健康寿命を延ばす上で、メンタルヘルス対策におけるポピュレーションアプローチの重要性が示唆された。
研究協力者
陸兪凱 東北大学大学院公衆衛生学分野

調査対象は、2006 年 12 月に宮城県大崎市に居住する 65 歳以上の全市民（31,694 名）であ

村上 義孝 東邦大学医学部医療統計学分野

る。

西２．調査方法大輔 東京大学大学院精神保健学分野

菅原 由美 東北大学大学院公衆衛生学分野

2006 年 12 月に、心理的苦痛などを含む自記
式質問紙調査を実施した。

Ａ．研究目的要介護認定の認定年月日に関する情報は、大国民健康づくり運動「健康日本２１（第二次）」 崎市と東北大学大学院医学系研究科公衆衛生
及び次期プランの主要目標として、「健康寿命学分野との調査実施に関する協定に基づき、文の延伸」が挙げられている。

書による同意が得られた者を対象として、本分先行研究は、心理的苦痛が重度になるほど死野に提供された。本研究では、2006 年のベース

亡や要介護のリスクが増加すると報告しておライン調査後から 13 年間の追跡期間中に「要り、心理的苦痛による健康寿命の損失が示唆さ

介護２以上」の要介護認定を受けた場合を「要れる。一方、ポピュレーション全体で見ると、介護発生」と定義した。なお、死亡または転出

重度の心理的苦痛の頻度は少ないため、各レベの情報は、住民基本台帳の除票により確認した。

ルの心理的苦痛がポピュレーション全体の健３．統計解析

康寿命の損失にどの程度の影響を与えるかは明らかになっていない。

解析対象者について以下に示す。ベースライン調査の有効回答者 23,091 名のうち、除外基

そこで、コホート研究により、心理的苦痛の準として要介護認定の情報提供に非同意の者、程度と健康寿命との関連を検証し、各レベルのベースライン時に要介護認定を受けていた者、

心理的苦痛によるポピュレーションレベルでベースライン調査期間（2006 年 12 月１日～15の健康寿命の損失を比較した。

日）に異動した者、心理的苦痛に無回答の者を除いた 12,365 名を解析対象とした。

Ｂ．研究方法

曝露要因の心理的苦痛は、K6（6-item Kessler

１．調査対象psychological distress scale）により測定さ- 17 -

れた。また、K6 得点に基づき、心理的苦痛なし

し」群が 20.95（20.65, 21.25）年、「軽度」群

（4 点以下）、軽度（5～9 点）、中等度（10～12が 19.74（19.31, 20.17）年、「中等度」群が 18.34点）、重度（13 点以上）の 4 群に分類した。

（17.62 , 19.06）年、「重度」群が 16.52（15.70,

アウトカムは健康寿命であり、本研究におけ

17.33）年であり、女性では、「なし」群が 24.43

る健康寿命は、日常生活動作が自立（介護保険（24.13, 24.74）年、「軽度」群が 23.03（22.62,

非該当または要介護２未満）している期間の平23.43）年、「中等度」群が 21.47（20.79, 22.15）

均と定義した。健康寿命の算出は、要介護認定

年、「重度」群が 19.84（19.08, 20.61）年であ（要介護２以上）および死亡の情報を使用した。 った。
統計解析では、要介護認定情報と死亡情報を「心理的苦痛なし群」と比べて、男性では「軽組み合わせた多相生命表法により健康寿命と度」群の１人あたり健康寿命は 1.21 年短く、95％信頼区間（95% CI）を算出した。

「中等度」は 2.61 年短く、「重度」は 4.43 年短

解析には、SAS version 9.4 (SAS Inc., Cary,

く、女性では、「軽度」の場合は 1.40 年短く、NC) および IMaCh version 0.98r7 を用い、両「中等度」は 2.96 年短く、「重度」は 4.59 年短

側 P<0.05 を有意水準とした。

くなった（損失した）。また、「なし群」と比べて、男性では、「軽度」群の健康寿命損失年数の（倫理面への配慮）

総和（「軽度」群の人数 × 1 人当たりの健康寿

本研究は、東北大学大学院医学系研究科倫理

命損失年数）は、1545.17 年、「中等度」は 861.30

審査委員会の承認を得た。また、対象者に対し年、「重度」は 921.44 年であり、女性では、「軽ては、調査目的を書面にて説明した上で、要介

度」は 2289.00 年、「中等度」は 1382.32 年、

護認定に関する情報提供について書面による「重度」は 1762.56 年でした。したがって、ポ同意を得た。以上より、倫理面の問題は存在しピュレーションレベルでは、男性の健康寿命損ない。

失年数の総和の 46.4％は軽度の心理的苦痛によるものであり、「中等度」は 25.9％、「重度」

Ｃ．研究結果は 27.7％であった。
女性では、それぞれ 42.2％、１．対象者の基本特性

25.4％、32.4％であった。

12,365 名の対象者のうち、46.2％が男性で、心理的苦痛の程度と健康寿命との関連は、喫平均年齢は 73.6 歳（標準偏差 5.9 歳）であっ

煙歴、アルコール摂取歴、歩行時間、社会参加、た。約 13 年間の追跡期間中、転出により 524 人

既往歴の有無で層別解析した場合でも同様にが追跡不能となり、追跡率は 95.8％になった。

観察された。

表１は参加者の基本特性を示している。男性
では、心理的苦痛の程度は軽度が 22.4％、中等

Ｄ．考 察

度が 5.8％、重度が 3.6％であった。女性では、

本研究は、65 歳以上の地域住民 12,365 名を軽度が 24.6％、中等度が 7.0％、重度が 5.8％

対象とした前向きコホート研究のデータを用であった。男女ともに、深刻度の高い心理的苦

いて、心理的苦痛の程度と健康寿命との関連を痛を抱える人ほど、歩行する時間が少なく、地検討した。個人レベルでは、重度の心理的苦痛域活動に参加することが少なかった。

を抱える高齢者は、男女ともに健康寿命の損失

２．心理的苦痛と健康寿命が大きかった。しかし、ポピュレーションレベ

表２は心理的苦痛の程度による健康寿命、不ルでは、健康寿命の損失年数の３分の２が低中

健康期間、および平均余命を示している。男性

程度の苦痛によるものであった。このことは、

では、65 歳の推定健康寿命（95％CI）は、「な

健康寿命の延伸を図るうえでメンタルヘルス- 18 -

表１ 心理的苦痛による参加者の基本特性（n=12,365）
⼼理的苦痛（K6スコア）
なし (≤4)

軽度 (5-9)

中等度 (10-12 )重度 (≥13)

男性 (n=5709)
3894

参加者数

1277

330

208

年齢、歳（標準偏差）

73.4

(5.7)

73.2

(5.6)

74.3

(6.1)

74.0

(5.6)

現在喫煙者

898

(23.8)

297(24.0)

72(23.4)

54(26.9)

現在飲酒者

2418 (63.1)

777(61.9)

186(58.3)

97(47.6)

歩⾏時間 (<0.5 h/d)1120 (29.2)

427(34.1)

140(43.5)

114(56.7)

地域活動に参加していない

822(24.0)

294(25.2)

103(34.7)

102(54.8)

脳卒中

130

(3.3)

54

(4.2)

18

(5.5)

21

(10.1)

⾼⾎圧

1610 (41.4)

569(44.6)

159(48.2)

105(50.5)

⼼筋梗塞

236

(6.1)

100

(7.8)

33

(10.0)

28(13.5)

糖尿病

517(13.3)

208(16.3)

51(15.5)

43(20.7)

がん428(11.0)

139(10.9)

50(15.2)

32(15.4)

既往歴

⼥性 (n=6656)
4170

参加者数

1635

467

384

年齢、歳（標準偏差）

73.5

(6.0)

74.1

(6.0)

74.3

(6.2)

74.6

(6.4)

現在喫煙者

99

(2.8)

50

(3.6)

19

(5.1)

13

(4.1)

現在飲酒者

601

(16.6)

207(14.7)

54(13.6)

44(13.4)

歩⾏時間 (<0.5 h/d)

1107 (33.4)

385(41.7)

83(47.7)

65(53.4)

地域活動に参加していない

1114 (31.2)

556(38.3)

195(47.0)

199(59.4)

脳卒中

49

(1.2)

42

(2.6)

12

(2.6)

8

(2.1)

⾼⾎圧

1767 (42.4)

767(46.9)

203(43.5)

189(49.2)

⼼筋梗塞

93

(2.2)

82

(5.0)

24

(5.1)

16

(4.2)

糖尿病

368

(8.8)

182

(11.1)

55(11.8)

47(12.2)

がん

261

(6.3)

115

(7.0)

43

(9.2)

42

(10.9)

既往歴

表２ 心理的苦痛による健康寿命（n=12,365）
参加者数 (%)

健康寿命(95%CI)

健康寿命損失年数
１⼈あたり総和 (%)

不健康期間(95%CI)

平均余命 (95%CI)

男性 (n=5709)
⼼理的苦痛なし (≤4)3894 (68.2)

20.95(20.65, 21.25)

-

0.95

(0.90, 1.00)

21.90 (21.58, 22.22)

軽度 (5-9)1277 (22.4)

19.74(19.31, 20.17)

1.21

1545.17 (46.4%)

1.00(0.93, 1.07)

20.74 (20.28, 21.20)

(5.8)

18.34

(17.62, 19.06)

2.61

861.30 (25.9%)

1.03(0.91, 1.15)

19.37 (18.58, 20.16)

4.43

921.44 (27.7%)

0.91(0.78, 1.04)

17.43 (16.54, 18.32)-（K6スコア） 中等度 (10-12) 330--

重度 (≥13)

208

(3.6)

16.52

(15.70, 17.33)

なし (≤4)4170 (62.7)

24.43(24.13, 24.74)

-

3.61

(3.33, 3.90)

28.05 (27.62, 28.47)

⼼理的苦痛 軽度 (5-9)
1635 (24.6)（K6スコア） 中等度 (10-12) 467
(7.0)

23.03

(22.62, 23.43)

1.40

2289.00 (42.1%)

3.75(3.37, 4.13)

26.78 (26.23, 27.33)

21.47(20.79, 22.15)

2.961382.32 (25.4%)

4.45(3.70, 5.20)

25.92 (24.93, 26.92)

19.84(19.08, 20.61)

4.59

1762.56 (32.4%)

3.96(3.26, 4.66)

23.80 (22.77, 24.84)

⼥性 (n=6656)

重度 (≥13)

384

(5.8)

改善に向けたポピュレーションアプローチの重要性を示唆するものである。

-

を短縮させることが初めて判明した。
また、低中程度の心理的苦痛を抱える人は、

これまで、心理的苦痛の程度と健康寿命の関

重度の人より１人あたり健康寿命の損失年数連を検討した先行研究はなかった。複数のコホが少なったが、低中程度の心理的苦痛を抱えるート研究では、精神疾患が健康寿命を短縮させ人の有病率が高かったため、男女ともに健康寿ることが示唆され、本研究の結果と一致してい命損失年数の総和の約３分の２が低中程度のる。しかし、これらの先行研究はすべて、二値

心理的苦痛によるものとなった。ポピュレーシの曝露要因（うつ病の有無など）を使用していョンレベルでは、重度の心理的苦痛より軽度のたため、心理的苦痛の程度によって健康寿命がほうが健康寿命により高い影響を与えること異なるかどうかは不明であった。本研究では、を示唆している。

男女ともに、低中程度の心理的苦痛が健康寿命

本研究の長所は、第１に解析対象者が１万以- 19 -

上と比較的大規模なコホート研究であること、
第２に追跡率が 95.9％と高いことが挙げられ

Ｆ．健康危険情報なしる。
一方で、本研究では、心理的苦痛の測定は１Ｇ．研究発表回のみであり、経済要因など未測定要因の影響

１．論文発表があるという限界がある。

なし
２．学会発表Ｅ．結 論

1) 陸 兪凱，村上義孝，西 大輔，辻 一郎. 低

本研究では、高齢者における心理的苦痛の程

中程度の心理的苦痛と健康寿命との関連：大度と健康寿命との間の用量反応関係を明らか

崎コホート 2006 研究. 第 81 回日本公衆衛にし、低中程度の心理的苦痛を抱える人でも生学会総会，甲府市，2022 年 10 月．

健康寿命の損失が観察されることを示唆した。
また、低中程度の苦痛を抱える高齢者において、 Ｈ．知的財産権の出願・登録状況
メンタルケア・ニーズが十分に満たされていな

１．特許取得い可能性があり、重度より低中程度の苦痛の有なし

病率が高いため、低中程度の苦痛はポピュレー
ションレベルでの健康寿命に大きな影響を与える可能性があることを示唆している。
本研究の結果は、メンタルヘルスのハイリス

２．実用新案登録
なし
３．その他
なし

ク戦略の限界を示すものであり、健康寿命の延伸を図るうえでメンタルヘルス改善に向けた
ポピュレーションアプローチの重要性が示唆された。

- 20 -

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

歯・口腔の健康に関する数値目標と施策の提案－口腔の健康や歯科受診の健康格差に寄与する社会的決定要因の検討－
研究分担者 相田 潤 東京医科歯科大学大学院医歯学総合研究科・教授
研究要旨
歯科口腔疾患の健康格差の縮小は、歯・口腔の健康に関する数値目標と施策にとって重要なひとつの柱である。そこで本研究では、歯周病の主症状である歯肉出血や、重要な歯科保健行動である
過去１年以内の歯科受診について、健康格差が存在するか、また格差に対して歯科医療費の負担がどのように寄与するか、研究を行った。
この横断的研究は、2019 年日本老年学評価研究（JAGES）のデータを使用した。参加者は、65 歳
以上の機能的に自立した高齢者である。従属変数は、自記式質問紙で把握した歯周病の症状としての歯肉出血の有無と、過去１年間の歯科受診の有無とした。歯科医療費の自己負担の指標として、健康保険における医療費の自己負担割合を用いた。共変量には、年齢、性別、現在歯数を使用した。
健康格差を評価するために、等価所得と教育歴を用いて、格差勾配指数（SII：Slope Index of
Inequality）および格差相対指数（RII：Relative Index of Inequality）を算出し、自己負担割合（30％、20％、10％）による層別分析を行い、自己負担割合による格差の違いを検討した。
計 15,389 人の参加者が分析に含まれた。平均年齢は 71.8 歳（SD = 4.1）で、51.8％が女性であった。歯肉出血と歯科受診には有意な絶対的および相対的な健康格差が存在した。自己負担割合が小さいグループほど社会経済的要因による歯肉出血・歯科受診の格差が小さくなることが示された。
自己負担割合が３割および２割のグループで、教育年数や等価所得による歯肉出血・歯科受診の絶
対的・相対的格差が認められた一方、１割の自己負担割合グループでは等価所得による歯肉出血の絶対的・相対的格差及び教育年数による歯科受診の絶対的格差が認められなかった。
本研究から、自己負担割合が少なくなるほど口腔の健康格差は小さく、より少ない自己負担割合
は社会経済的要因によってもたらされる口腔の健康格差を是正する可能性があることが示唆され
た。
研究協力者

Ａ．研究目的中澤 典子 東北大学大学院歯学研究科

世界保健機関（WHO）の第74回世界会議(2021)

草間 太郎 東北大学大学院歯学研究科

において発表された口腔の健康に関する決議の

竹内 研時 東北大学大学院歯学研究科

中で口腔の健康格差について言及されるなど、木内口腔の健康格差の是正は世界規模で見ても喫緊

桜 東北大学大学院歯学研究科

山本 龍生 神奈川歯科大学歯学部の健康課題となっている。健康格差の是正の１

近藤 克典 千葉大学予防医学センター

つの有効な手段として Universal Health Cove

小坂

rage (UHC)の達成が知られているが、日本では

健 東北大学大学院歯学研究科

1960年代より国民皆保険制度が導入され、ほぼすべての歯科治療が保険診療でカバーされてい- 21 -

る。世界的には歯周病や歯科受診頻度などに社

世帯年収を家族構成員の平方根で割ることで会経済的要因による格差が存在するが、我が国算出し、次のように分類された。（１）100 万の医療制度下における歯周病や歯科受診など格未満、（２）100 万～199 万、（３）200 万～299差に関する先行研究はほとんどない。また、日万、（４）300 万～399 万、（５）400 万以上。

本の医療費の自己負担割合は一般的に年齢によ

学歴は、9 年以下、10 年以上 12 年未満、13 年って定められているが、格差が自己負担割合に以上に分類された各所得と教育のカテゴリー

よって異なるかについても研究は少ない。

は、各カテゴリーの参加者の母集団の累積分布

歯科口腔疾患の健康格差の縮小は、歯・口腔の健康に関する数値目標と施策にとって重要なの範囲の中点で計算された修正リジットスコ
アに変換された。

ひとつの柱である。そこで本研究では、歯周病

共変量には、年齢、性別、現在歯数を使用しの主症状である歯肉出血や、重要な歯科保健行

た。健康格差を評価するために、等価所得と教動である過去１年以内の歯科受診について、健育歴を用いた。

康格差が存在するか、また格差に対して歯科医解析には、格差勾配指数（SII：Slope Index

療費の負担がどのように寄与するか、研究を行of Inequality）および格差相対指数（RII：った。

Relative Index of Inequality）を算出し、自己負担割合（３割、２割、１割）による層別分

Ｂ．研究方法析を行い、自己負担割合による格差の違いを検この横断的研究は、2019 年日本老年学評価研討した。SII が 0 に近く、RII が 1 に近い場合、究（JAGES）のデータを使用した。質問紙は、2019

それぞれ絶対的・相対的な尺度で不平等が少な

年 11 月から 2020 年１月にかけて 63 市町村にくなる。分析の前に、選択バイアスを減らすた

住む要介護認定を受けていない 65 歳以上の住めに多重欠損値補完を実施した。欠損値は MICE

民に郵送で配布された。質問紙は、中核となる（Multiple Imputation by Chained Equations）

質問紙とランダムに８人に１人が配布されるを用いて補完した。

８つのバージョン（Ａ～Ｈ）の補足質問票から（倫理面への配慮）構成されている。バージョンＤには歯科関連の研究は東北大学大学院歯学研究科（承認番号：

質問が含まれており、本研究ではこの補足アン

2019-3-028）および東京医科歯科大学（D2021-

ケートに回答した人を対象とした。分析対象者

016）の研究倫理委員会の承認を受けた後実施さの適格基準は以下の通りである。（１）歯が１れた。

本以上ある人、（２）生活保護を受けていない人、（３）機能的に自立していると答えた人、

Ｃ．研究結果（４）国民皆保険制度では自己負担割合が高齢最終的に、解析対象者は15,389人で、平均年期においては５歳刻みで変わるため、自己負担

齢は71.8歳（SD=4.1）、51.8％が女性であった。

割合の年齢帯に合わせて 69 歳から 79 歳の人。

30％、20％、10％の自己負担割合のカテゴリー

従属変数は、自記式質問紙で把握した歯周病の人数はそれぞれ5025人、5800人、4564人であの症状としての歯肉出血の有無と、過去１年間った。

の歯科受診の有無である。歯科医療費の自己負表１および図１に自己負担割合と、歯肉出血担の指標として、健康保険における医療費の自及び治療目的の歯科受診の有無について記述統

己負担割合を用いた。

計を示す。自己負担割合が３割または２割の者

健康格差の測定のための社会経済指標としでは、等価所得が低いほど、歯肉出血がある者て、等価所得と教育歴を用いた。等価所得は、が多い傾向にあった。しかし１割負担の者では- 22 -

表１．医療費の自己負担割合と歯肉出血の記述統計
自己負担割合 3 割(65-69 歳 (n=5,025))
自己申告 治療目的ののn
歯肉出血 歯科受診がある者 が無い者
(%)
(%)
性別

2,440

12.7

42.7

2,813

9.9

35.7

2,166

9.2

29.9

女性

2,585

9.8

35.1

2,987

9

32.0

2,398

6.4

27.6

<100

393

13.5

48.2

545

12.3

40.2

602

7.3

33.0

100≤, <200

1,492

13.4

40.4

2,096

10.3

35.2

1,754

8

30.4

200≤, <300

1,319

10.1

37.3

1,353

9.1

32.8

1,063

7.7

26.8

300≤, <400

1,044

9.8

37.7

1,035

8.1

31.7

656

7.7

25.3

400≤

777

10

34.9

770

7.5

30.0

490

7.4

26.0

≤9

610

14.6

47.1

1,071

13.2

38.8

1,304

9

31.8

10-12

2,415

12.2

38.9

2,696

8.7

33.8

1,997

7.6

28.1

13≤

2,000

9.1

36.1

2,033

8.5

31.2

1,263

6.7

26.5

1-4

169

6.7

58.8

285

8.7

48.6

316

6.8

40.6

5-9

346

13.4

44.9

468

12.5

39.6

514

9.8

35.6

10-19

1,028

14.6

39.6

1,292

13.4

32.9

1,076

10.4

25.8

20≤

3,482

10

37.0

3,755

7.7

32.3

2,658

6.4

27.1

教育年数

現在歯数

(%) 等価所得ごとの⻭⾁出⾎を有する者の割合（⾃⼰負担割合別）
14

等価所得ごとの⻭科受診していない者の割合（⾃⼰負担割合別）(%)
60

13.5 13.4
12.3

12

自己負担割合 1 割(75-79 歳 (n=4,564))
自己申告 治療目的ののn
歯肉出血 歯科受診がある者 が無い者
(%)
(%)

男性

等価所得

16

自己負担割合 2 割(70-74 歳 (n=5,800))
自己申告 治療目的ののn
歯肉出血 歯科受診がある者 が無い者
(%)
(%)

50

10.3

10.1 9.8 10.0

9.1

10

48.2

48.2
40.4

8.1

7.5

8

7.3

8.0

7.7

7.7

7.4

40

37.3 37.7

40.4
34.9

37.3 37.7

34.9

33

30.4

30

26.8 25.3 26

6
20

4
2

10

0
3割(65-69歳）

2割(70-74歳）

0

1割(75-79歳）

3割(65-69歳）

⾃⼰負担割合（年齢）<100100≤, <200200≤, <300300≤, <400

<100
400≤

2割(70-74歳）
100≤, <200200≤, <300

1割(75-79歳）
300≤, <400

400≤

(%)

教育年数ごとの⻭⾁出⾎を有する者の割合（⾃⼰負担割合別）(%)

教育年数ごとの⻭科受診していない者の割合（⾃⼰負担割合別）

16

14.6

50

47.1

14

13.2

12.2

40

12
10

9.1

8.7

8.5

8

9.0
7.6

38.9

36.1

38.8
33.8

31.2

30

31.8
28.1

26.5

6.7

20

6
4

10

2
0

0
3割(65-69歳）

2割(70-74歳）
≤9

10-12

1割(75-79歳）

13≤

3割(65-69歳）

2割(70-74歳）
≤9

10-12

1割(75-79歳）

13≤

図１．等価所得および教育歴による歯肉出血を有する者および過去１年以内に歯科受診が無い者の割合：医療費の自己負担割合ごとの記述統計（％）- 23 -

明確な傾向が見られなかった。歯科受診に関しる格差も少ない傾向にあった。また、教育歴にては、受診が無い者は所得が低いほど多かった。

よる格差は、等価所得による格差よりも大きい

この傾向は自己負担割合が３割の者で大きく、傾向にあった。

１割の者で小さい傾向にあった。教育歴に関しても同様の傾向が認められた。

表３に等価所得および教育歴による過去１年以内の歯科受診の絶対的・相対的格差を、自己表２に等価所得および教育歴による歯肉出血

負担割合による層化分析をした結果を示す。多の絶対的・相対的格差を、自己負担割合による

くの自己負担グループにおける歯肉出血の等価層化分析をした結果を示す。多くの自己負担グ

所得と学歴による有意な絶対的・相対的不平等

ループにおける歯肉出血の等価所得と学歴によが示された。しかし、10％自己負担群では、教る有意な絶対的・相対的不平等が示された。し育歴による有意な絶対的格差が認められなかっかし、10％自己負担群では、等価所得による歯た。

肉出血の有意な格差は認められず、教育歴によ表２．等価所得および教育歴による歯肉出血の絶対的・相対的格差：自己負担割合による層化分析
Slope index of inequality

Relative index of inequality

絶対的格差

相対的格差

5,025

0.054 (0.020–0.087) **1.583 (1.166–2.148) **

２割

5,800

0.041 (0.013–0.069) **1.588 (1.159–2.174) **

１割

4,564

-0.003 (-0.033–0.028)

1.006 (0.676–1.498)

３割

5,025

0.073 (0.036–0.109)***

1.918 (1.386–2.656) ***

２割

5,800

0.039 (0.010–0.068) **1.606 (1.164–2.216) **

１割

4,564

0.031 (0.002–0.059) *1.587 (1.074–2.345) *社会経済的要因

自己負担割合

n

等価所得

３割

教育歴

＊年齢、性別、現在歯数で調整

表３．等価所得および教育歴による過去１年以内の歯科受診の絶対的・相対的格差：自己負担割合による層化分析
Slope index of inequality

Relative index of inequality

絶対的格差

相対的格差

5,025

0.093 (0.041–0.145) ***1.287 (1.128–1.469) ***

２割

5,800

0.084 (0.037–0.130) ***1.270 (1.108–1.455) ***

１割

4,564

0.071 (0.020–0.123) **1.304 (1.089–1.562) **

３割

5,025

0.108 (0.052–0.164) ***1.339 (1.165–1.540) ***

２割

5,800

0.086 (0.038–0.135) ***1.282 (1.112–1.477) ***

１割

4,564

0.049 (-0.002–0.100)

1.204 (1.011–1.434) *社会経済的要因

自己負担割合

n

等価所得

３割

教育歴

＊年齢、性別、現在歯数で調整- 24 -

Ｄ．考 察れらのケースを分析に考慮することはできなか

高齢者の歯肉出血や歯科受診に、所得や教育った。４つ目は情報バイアスである。自己申告歴による健康格差が存在した。全体を通じて、による歯肉炎と歯科受診を採用したため、非差絶対的格差は自己負担割合が小さいほど少ない

別的な誤分類が生じ、偏った推定値になってい傾向にあった。

ると考えられる。歯肉出血の質問は二値であっ口腔の健康状態や歯科通院の健康格差が、自己負担額の低いグループでより小さく観察されたため、誤分類が推定値を有意差が出にくい方向に偏らせた可能性がある。

たという今回の結果は、先行研究と一致する。
自己負担率の減少により、歯科医療を受けるこ

Ｅ．結 論とがより容易になり、アクセスが向上し、歯肉医療費の自己負担割合が少なくなるほど歯肉出血などの歯周症状を緩和する歯周病治療など炎や歯科医院の未受診の格差は小さかった。よの歯科治療を受ける人が増加することがメカニり少ない自己負担割合は社会経済的要因によっズムだと考えられる。実際、自己負担割合が少てもたらされる口腔の健康格差を是正する可能ないと歯科受診の格差も少ない傾向が認められ性があることが示唆された。

た。
本研究にはいくつかの強みがある。まず、本研究で使用したデータは、国民の多くが国民皆Ｆ．健康危険情報なし

保険の恩恵を受けている日本から得られたものである。この状況を活用し、医療費の自己負担

Ｇ．研究発表率の低下により口腔の社会経済的不平等を軽減

１．論文発表できる可能性を示唆できた。第２に、２つの異

1) Nakazawa, N., Kusama, T., Takeuchi, K.,なる不平等指標（SIIとRII）を用いたことで、Kiuchi, S., Yamamoto, T., Kondo, K.,

不平等の異なる側面を評価することが可能とな

Osaka, K., & Aida, J. (2023). Co-Paymentsった。第３に、サンプルサイズは比較的大きく

and Inequality in Gingival Bleeding and（n=15,389）、全国63の市町村をカバーしてい

Dentalる。また、本研究にはいくつかの限界がある。

Journal, S0020-6539(22)00266-0. Advance

第１に、本研究のデザインは横断的であり、時online publication. https://doi.org/10.1016/

間的な関係を推論することはできなかった。しj.identj.2022.11.009

Visits.

かし、歯肉出血や歯科通院が、個人の所得に影

２．学会発表響するという逆因果の可能性は少ないと考えらなしInternational

Dentalれる。第２に、年齢による影響を完全に排除できなかったことである。自己負担率の異なる同

Ｈ. 知的財産権の出願・登録状況

年齢の人たちの間で研究が求められる。３つ目

１．特許取得は、自己負担率に関する情報が行政から得られなしていないことである。日本では、高齢者では一２．実用新案登録

般的に年齢によって自己負担率が決定されるが、なし

一部の高所得者では年齢に関係なく自己負担率

３．その他が高くなる。行政からのデータがないため、こなし- 25 -

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

身体活動・運動に関する数値目標と施策の提案
研究分担者 井上 茂 東京医科大学公衆衛生学分野・教授
研究要旨
次期健康日本 21 の身体活動・運動に関して、【研究１】歩数・運動習慣者割合の目標値の提案、【研究２】身体活動支援環境の整備に関する目標の提案、【研究３】ロジックモデルの改訂を行った。
【研究１】では、国民健康・栄養調査のデータを用いて 2032 年の歩数・運動習慣者割合を予測
し歩数は男女とも成人 8000 歩／日、高齢者 6000 歩／日、運動習慣者割合は男女とも、成人 30％、高齢者 50％を目標として提案した。
【研究２】では、現在検討が進められている新しい身体活動・
座位行動ガイドラインとの整合をはかりつつ、オプションとして４つの目標、すなわち、立地適正化計画等の都市計画を評価し目標とする案（Ａ案）、国全体の立地適正化計画の策定状況を目標とする案（Ｂ案）、健康日本 21（第二次）の環境整備目標の改訂案（Ｃ案）、国民健康・栄養調査等の調査を用いて環境整備の状況を評価する案（Ｄ案）を提案した。またＤ案を用いて全国 122 都市、
38,798 人のインターネット調査を行った。
【研究３】では、身体活動専門家や学会のワーキンググ
ループでの議論を経てロジックモデルを改訂した。
研究協力者
樋野公宏

【研究２】身体活動支援環境の目標の検討
東京大学大学院工学系研究科都市身体活動支援環境目標については、2019～

工学専攻

2021 年度厚生労働行政推進調査事業費補助金

東北大学大学院環境科学研究科（循環器疾患・糖尿病等生活習慣病対策総合研

先端環境創成学専攻

究事業）「健康日本 21（第二次）の総合的評価

東北大学大学院環境科学研究科と次期健康づくり運動に向けた研究」（研究代

先端環境創成学専攻

表者 辻 一郎、研究協力者 井上 茂、以下「辻福島教照

東京医科大学公衆衛生学分野班」とする。
）においても議論した。本研究では、

菊池宏幸

東京医科大学公衆衛生学分野

それらの議論に基づき、実施可能性や妥当性の天笠志保

東京医科大学公衆衛生学分野

観点から、１）～３）までの目標案を提案した。

町田征己

東京医科大学公衆衛生学分野

１）身体活動・運動の視点から立地適正化計画

中谷友樹
埴淵知哉

等の都市計画および運動施設等の整備状
Ａ．研究目的況を調査し目標とする案（市町村レベルで【研究１】歩数・運動習慣者割合の目標の検討の環境評価、Ａ案およびＢ案）

国民健康・栄養調査のデータを用いて、国民

２）健康日本 21（第二次）の目標の改訂案（都の平均歩数、および運動習慣者割合の将来予想

道府県レベルでの環境評価、Ｃ案）

行い、次期健康づくり運動プランにおける目標

３）国民健康・栄養調査を用いて環境整備の状

値を提案することを目的とする。

況を評価する案（国民レベルでの環境評価、
Ｄ案）- 26 -

【研究３】身体活動・運動ロジックモデルの改訂ありと判定している。

2019～2021 年度の辻班において身体活動・運本研究では、1995 年～2019 年までに得られ動のロジックモデルが提案された。本年度は、た運動習慣の有無に関するデータを用いたが、次期健康づくり運動に関する専門家委員会等

2032 年の予測値の算出には健康日本 21（第二の議論を踏まえ、また、身体活動専門家および次）の計画期間を踏まえて、2010 年～2019 年分

学会（日本健康教育学会）ワーキンググループ

データを用いた。分析には、米国 CDC によるの議論を参考に、ロジックモデルを改訂した。

“Trend analysis tool”1)を用い、2032 年の予測値を年齢区分（成人[20 歳～64 歳]、高齢[65Ｂ．研究方法歳以上]）
・性別ごとに算出した。なお、拡大調【研究１】歩数・運動習慣者割合の目標の検討査年である 2012 年、2016 年は、他の年度とサ

国民健康・栄養調査では 1995 年から 2019 年

ンプリング方法が異なるため、予測値の計算かにかけて、おおよそ一貫した方法によって歩数らは除外した。また、2020 年度以降の調査は新調査および運動習慣に関する調査を行ってい型コロナウイルス感染症の影響で中止となっる。これらのデータを用いてトレンド分析を行ていたことより、2019 年度調査が得られる直近

い、2032 年の予測値を推定した。

データであった。

１）歩数

1995 年～2019 年までに得られた歩数データ【研究２】身体活動支援環境の目標の検討のうち、①20 歳未満の者、②歩数が 100 歩／日

身体活動支援環境に関する目標は健康日本

未満および 50000 歩／日以上の者を除外した。

21（第二次）において既に設定されているが、分析方法は、まず各年の歩数の平均値を求め

2019～2021 年度の辻班における検討で、第二次た。次に、2032 年の予測値については、健康日計画の課題として、①どのような事業を行えば

本 21（第二次）の計画期間を踏まえて、2010 年

環境整備を行っているといえるのか、その定義～2019 年分データをもとに、米国 CDC によるがややあいまいなこと、②評価が都道府県レベ

１）“Trend analysis tool”

を用いて、年齢区

ルにとどまっているが、本来ならは事業を実施

分別（成人[20 歳～64 歳]、高齢[65 歳以上]）・する市町村レベルの評価が理想であること、な

性別に算出した。なお、拡大調査年である 2012

どが指摘されていた。一方で、取得可能なデー

年、2016 年は、通常の年度とサンプリング方法

タに限りがあることや市町村レベルでの調査が異なるため、予測値の計算からは除外した。

の難しさなど、目標値として採用する上での課

また、2020 年度以降の調査は新型コロナウイル

題もある。そこで、本研究では、調査の実施可

ス感染症の影響で中止となっていたことより、能性も踏まえて３つオプションとなる案（最終2019 年度調査が得られる直近データであった。

的にはＡ～Ｄの４案となる）を提案することと

２）運動習慣者割合した。すなわち、１）市町村レベルでの評価と国民健康・栄養調査において、運動習慣者はして都市計画に着目し、市町村担当者が当該市「１回 30 分以上の運動を週２回以上実施し、町村の都市計画及び運動関連施設の整備状況

１年以上継続している」と定義され、継続的にを評価する案、２）都道府県レベルの評価とし調査されている。2013 年までは、「運動の習慣て健康日本 21（第二次）の調査方法を改訂するはありますか」という単一の質問に「はい」と案、３）国民レベルの評価として国民・健康栄

回答した者を運動習慣ありと判定していたが、養調査等の公的調査を活用する案、である。そ2014 年以降は、運動の頻度・時間・継続期間をれぞれの検討方法は以下の通りである。

直接尋ねて、定義にあてはまるものを運動習慣- 27 -

１）身体活動・運動の視点から、市町村担当者

ームページからダウンロードした立地適正化

に対し、立地適正化計画等の都市計画および運計画をもとに行った。なお、北関東を対象とし動施設等の整備状況を調査し目標とする案（市たのは、都市類型に多様性があり、検討を行っ町村レベルの評価）た研究者らに土地感があるという理由であっ身体活動は、日常生活における労働、家事、た。この試行により、各項目を評価することの通勤・通学などに伴う活動（生活活動）と、運

難易度、得点分布、項目の内容妥当性、評価者

動・スポーツなどのように体力の維持・向上を間の一致度、等を検討した。

目的として計画的・意図的に実施される活動ⅲ)北関東２都市の都市計画部門担当者へのヒ（運動）に大別される。生活活動と運動は、そ

アリング調査れぞれ活動の目的や場所が異なるため、環境整作成した評価項目の内容妥当性や調査とし備の方法も異なる。生活活動を改善するためにての実現可能性を確かめるために、北関東地区

はさまざまな行動の変容が考えられるが、特にの２都市の都市計画課担当者へのヒアリング

日常生活での移動を自動車から徒歩や自転車、調査を実施した。

公共交通に切り替えることの重要性は高い。いⅳ)運動の環境整備に関する質問項目の検討

わゆる walkability といわれる地域環境の研究

一方で、運動関連の環境については、都市計

は、身体活動の中でも主に移動に着目したもの

画専門家と協議を重ね、運動・スポーツ施設、であり、エビデンスが多い。移動行動の変容は、公園、歩行空間等の整備状況に関する 5 項目のある程度個人の努力によっても可能だが、環境質問紙を作成した。

としては都市構造の影響が大きく、生活の中で

ⅴ)最終案の作成

歩く機会が増えるような都市構造の構築、まちi-ⅳ)の検討を踏まえて、生活活動の環境整づくりを実現することが重要である。そこで、備状況を評価する５項目、運動の環境整備状況

複数の都市計画の専門家と意見交換を行い、ウを評価する５項目を最終提案として選定した。

ォーカブルな都市構造の実現に資すると考えられる立地適正化計画に着目した。具体的には、 ２）健康日本 21（第二次）の目標の改訂版（都以下の i)から vi)の方法により、市町村職員が道府県レベルの評価）

都市計画（主には立地適正化計画）を評価する

健康日本 21（第二次）における身体活動支援

案を作成した。なお、i)から vi)の過程は論文

環境の目標は、都道府県担当者に対する質問紙

2）

調査であった。これまでの評価方法の課題としにおいて詳細に示されている。ここでは要点を述べる。

て、①どのような事業を行えば環境整備を行っⅰ）評価項目の作成ているといえるのか、その定義があいまいなこ

立地適正化計画の評価項目（案）を KJ 法で抽と、②協議会の設置状況や、都道府県が行う市出した。この作業は都市計画の専門家と身体活

町村への補助事業の内容が十分に把握されて動専門家の協働で行った。調査項目は都市計画いないこと、の２点を課題と考え、調査方法のの要素として、Ｐ（計画）、Ｄ（実行）、Ｃ（調改定案を作成した。

査）にグルーピングされた。最終的に、８項目の評価項目案が作成された。

３）国民健康・栄養調査等の統計調査の活用しⅱ)北関東 12 都市の立地適正化計画の検討目標とする案（国民レベルの評価）作成された８項目案を用いて試行的に北関次期計画の目標設定の基本方針の一つとし

東地方 12 都市の立地適正化計画を評価した。

て、公的統計の活用が示されている。これを踏この作業は主に都市計画の専門家が自治体ホ

まえて、身体活動支援環境を国民への質問紙に- 28 -

よって調査し、目標とする案を提案した。また、ジックモデルを検討した。

作成した質問紙を用いてインターネット調査を行った。
ⅰ）質問紙の開発

２）学会における検討

日本健康教育学会内に「環境づくり研究会」

新しい身体活動・座位行動ガイドラインを検（武見ゆかり委員長、井上茂委員等で構成）を討する澤田班で提案された身体活動支援環境

立ち上げロジックモデルの改訂に関する意見

インフォーメーションシート（案）を参考にし交換を行った。

て質問項目を策定した。インフォメーションシ
ートは身体活動支援環境を４つのカテゴリー（倫理面への配慮）に分類している。すなわち、まず環境を物理的研究１（国民健康・栄養調査データを用いた環境と社会的環境に大別し、さらに支援される

将来予測）および研究２（身体活動支援環境に身体活動を生活活動と運動に分類している。す関するインターネット調査）は、いずれも東京

なわち、生活活動を支援する物理的環境と社会医科大学において医学研究倫理審査委員会で的環境、運動を支援する物理的環境と社会的環承認を得たうえで実施した。研究３は、倫理審境の４つの環境である。この概念に基づいて、査は不要である。

質問紙はそれぞれの環境について、対象者の周囲の環境を各１項目で尋ねる形とした。これにＣ．研究結果より、計４項目からなる質問紙を開発した。

【研究１】歩数・運動習慣者割合の目標の検討ⅱ)質問紙を用いた調査の施行（資料１）

本質問紙の回答分布や妥当性を検討するた

１）歩数

めに、全国 122 都市に居住する住民（n=38798）

予測値算出に用いた対象者は 2010 年～2019に対し、同質問紙を用いたインターネット調査

年までに歩数計調査に応じた 20 歳以上の男女を実施した。今後、データ分析を進めるが、本

90804 人のうち、拡大調査年である 2012 年およ報告書では、速報として対象者のうち、各都道

び 2016 年を除いた 46361 人（うち男性 21384

府県の県庁所在地に在住する市民（n=15732）に人、女性 24977 人）であった。

ついて、県庁所在地間での回答分布を示した。

1995 年～2019 年の平均歩数の推移および2020 年以降の歩数の予測値を、図１-２−Ａに示【研究３】ロジックモデルの改訂す。2032 年の歩数の予測値(±標準誤差)は、成

身体活動・運動のロジックモデルは、最初の人（20－64 歳）男性は 7499(±645)歩、高齢(65

版を令和２年度辻班の報告書に示している。本

歳 以 上 ) 男 性 は 5038( ± 947) 、 成 人 女 性 は研究では、このロジックモデルを改定するため

6037(±796)歩、高齢女性は 4640(±871)歩であに専門家から意見聴取し、学会（日本健康支援

った。トレンド分析の結果、全ての性・年齢層学会）のワーキンググループで検討を行った。

で歩数は横ばい、または減少傾向と予測された。

１）専門家からの意見聴取

この将来予測に基づいて、目標値を検討した。

現在、検討が進められている新しい身体活

米国 Healthy People 2030 が推奨する目標値の動・座位行動ガイドラインとの整合性を図るた

設定フローに従うと、歩数については「予測値めに、ガイドラインの改訂作業を行う身体活動に基づく目標設定」により目標値を決めること

専門家と協議した。また、新ガイドライン（案）、が推奨される。しかし、本研究の結果より、2032

これに付属するファクトシート（案）、インフォ

年の予測値に 10％を加えても、直近（2019 年）

メーションシート（案）との整合性を中心にロの歩数と、ほぼ変わらないか、一部の性・年代- 29 -

層では、直近の値（現状値）よりも少ない値を、

由で、Healthy People 2030 における「パーセ目標値として設定することになる。以上を踏まント目標」に従い、直近の値から 10％ポイント

えた研究班会議において現状値よりも低い目を加えた値を基本とした。その結果、成人は男

標は目標値として好ましくないという議論が女ともに 30％、高齢者は男女ともに 50％を目あり、Healhty people 2030 の目標設定フロー

標値として提案した(資料１−３−Ｂ)。歩数と同におけるもう一つの推奨方法である「パーセン様に、運動習慣者も男女同じ数値を目標とする

ト目標」を採用することとした。すなわち直近形にした。

調査の歩数に 10％を加えた値を目標値とする方法である。さらに、現在検討が進められてい【研究２】身体活動支援環境の目標の検討

る「健康づくりのための身体活動・座位行動指方法に示した手順により、以下の４案を身体針（案）」において、生活習慣病等を発症するリ活動支援環境の目標として提案した（資料２−

スクを低減させるために、個人が達成すること１〜４）。

が望ましい身体活動の基準が、成人 8000 歩/日、

１）Ａ案およびＢ案：身体活動・運動の視点か

高齢者 6000 歩/日であることを考慮して、次期ら、市町村担当者に対し、立地適正化計画等の健康日本 21 においても国民の目標として成人

都市計画および運動施設等の整備状況を調査の平均歩数 8000 歩/日、高齢者の平均歩数 6000

し目標とする案（市町村レベルでの評価を目標

歩/日を目標値として提案した（資料１−３−Ａ）。 とする案）（資料２−１、２−２）
個人の目標と集団の目標は本来異なるもの

市町村担当者に回答していただくことを前だが、これが数値的に一致することは、啓発上提に、立地適正化計画等の都市計画および運動は都合が良いと思われる。また、成人と高齢者施設等の整備状況を評価するための質問紙（Ａのそれぞれで、男女同じ歩数の目標値を設定す案）を作成した。本質問紙は３問の大問で構成ることで、関係者間で目標値の認知が向上するされる。立地適正化計画を策定していない自治ことが期待できる。

体もあることから、問１により、都市計画マス
タープランや自治体総合計画も評価対象に含２）運動習慣者の割合めて評価する形式とした。立地適正化計画等が予測値算出に用いた対象者は 2010 年～2019

身体活動・運動推進の視点をどの程度含められ年までに国民健康・栄養調査において歩数計調ているかを問２として、市町村の運動施設等の査を受けた 20 歳以上の男女 90804 人のうち、環境整備がどの程度実施されているかを問３

拡大調査年である 2012 年および 2016 年を除いとした。

た 56203 人（うち男性 26258 人、
女性 29945 人）であった。

次期健康日本 21 の目標として、問２の小問で「はい」と回答する項目が一定数以上の自治

1995 年～2019 年の運動習慣者割合の推移お体の増加を生活活動の環境整備が良好な市町

よび 2020 年以降の割合の予測値を、資料１-２

村とし、問３で「整備した」との回答が一定数−Ｂに示す。2032 年の割合の予測値(±標準誤

以上の市町村を運動の環境整備が良好な自治差)は、成人男性は 19.9(±9.9)％、高齢男性は体とすることを提案した（目標値設定のために36.3(15.4)％、成人女性は 7.2(±10.2)％、高はベースライン調査が必要となる）。

齢女性は 33.9 (±7.4)％であった。トレンド分

次に、市町村調査が困難な場合のオプション

析の結果、全ての性・年齢層で割合は横ばい、として、国土交通省が定期的に収集しているまたは減少傾向が予測された。

「立地適正化計画を策定している市町村数」を運動習慣者割合の目標値は、歩数と同様の理目標とする案（Ｂ案）を提案した。立地適正化- 30 -

計画そのものがコンパクトな都市構造を指向

活活動の社会的環境を、問４「運動教室やスポするもので、walkability が高まることと方向ーツ・体操サークルなどが盛んな地域だ」は運性が一致している。より簡易な目標となりうる

動の社会的環境を評価する質問として作成し

と考えた。

た。

２）Ｃ案：健康日本 21（第二次）の目標の改訂

調査結果に基づく判定は以下のとおり行う

版（都道府県レベルの評価を目標とする案）

ことを提案した。問１・３のういずれかで、「よ（資料２−３）

くあてはまる」または「ややあてはまる」と回

調査票は全体で４問構成とした。実施可能性

答した者を、良好な生活活動支援環境を有するの観点から、問１・問３は健康日本 21（第二次）者とする。また、問２・４のうちいずれかで、の調査票と基本的には同じ構成とした。今回、「よくあてはまる」または「ややあてはまる」

新たに問２・問４を追加し、協議会および補助と回答した者を、良好な運動支援環境を有する事業の具体的内容の質問を追加した。問 4 につ者とする。生活環境支援環境と運動支援環境は

いて、自治体担当者の理解を助ける目的で、記別個に取り扱い、それぞれについて、「環境良好入方法に関する資料を別添として用意した。なであると認知している国民の割合」を目標の指お、問２および問４は、①具体例の記入を求め標とすることを提案する。

ることで調査の意図をより正しく理解していⅱ)Ｄ案を用いた調査の試行（資料２−５）

ただき実効性を高めること、②最終評価には用

Ｄ案質問紙を用いて、インターネット調査をいないものの、関連情報を収集することで次々行った。分析対象者数は全国 122 都市に居住す

期計画の策定の資料となること、を狙ったもの

る 38798 人である。
平均年齢は 51.7(±14.8)歳、である。

男性は 21193 人（54.6%）であった。

目標案（Ｃ案）は、健康日本 21（第二次）とこの質問紙により、身体活動支援環境が良好

同様に、問１または問３で「はい」と回答したと判定された者の割合は、①生活活動の物理的都道府県を身体活動の環境改善に取り組む都

環境が 42.8%、②運動の物理的環境が 56.8％、道府県と定義した上で、すべての都道府県で身③生活活動の社会的環境は 62.2％、④運動の社

体活動の環境整備に取り組むことを目標とす

会的環境が 33.3％であった。いずれの質問も、る案である。

対象者の回答は同一の選択肢に集中すること

３）Ｄ案：国民健康・栄養調査等の統計調査のなく、ある程度の散らばりが確認された。Ｄ案

活用した指標（国民レベルでの評価を目標とすの判定方法に基づけば、「生活活動支援環境がる案）（資料２−４）良好であると認知する者の割合」は 73.9％、「運ⅰ)調査票の開発

動支援環境が良好であると認知する者の割合」

調査票は、身体活動支援環境インフォーメー
ションシート（案）に示された４つの環境整備

は 63.8％であった。この数値を増やすことが環境整備の目標となる。

のそれぞれに対応した各１問、計４問で構成しまた、県庁所在地のデータ（n=15732）のみをた。問１「自動車なしでは生活することが難し

対象に、①～④の各選択肢（よくあてはまる～い地域だ」は生活活動の物理的環境を、問２「利全くあてはまらない）に対し１～４点の点数を用しやすい運動場所（スポーツジム、体育館、

つけたうえで、県庁所在地別の平均点を示した。

プール、公園・緑地、遊歩道など）が多い地域①～④の各問の平均点は都市間で差がみられ、だ」は運動の物理的環境を、問３「歩いたり、人口の多い都市部ほど身体活動支援環境の得

自転車に乗ったりする機会（地域活動、買い物、点が高い傾向がみられた。

通勤、お出かけなど）が多くある地域だ」は生- 31 -

【研究３】ロジックモデルの改訂（資料３）【研究２】身体活動支援環境の目標の検討

改訂したロジックモデルを資料３に示す。昨健康日本 21（第二次）では、身体活動支援環

年度のロジックモデルからの変更点は、以下の境の目標を、都道府県担当者に対する調査で評とおりである。

価していた。しかし、現在の方法の課題として、① 次期計画の専門委員会で議論されている次

環境の定義がややあいまいなこと、評価単位が期健康日本 21 の目標に沿って、「歩数」「運都道府県レベルとなっていること、すなわち、

動習慣者割合」「滞在快適性等向上区域（ウ本来は事業を実施する市町村が望ましいことォーカブル区域）を設定している市町村数」などがあげられていた。

を含めた。

そこで本研究では、最も優先する提案（Ａ案）② 環境アプローチを、身体活動支援環境インフとして、市町村担当者を対象とした調査票案をォメーションシートに基づき、物理的環境と作成した。身体活動は生活活動と運動に分類さ社会的環境を分類した。

れ、それぞれが異なる目的・場所で実施される。

③ アウトプットとして、身体活動支援策を、実施主体を意識して整理した。

行動によって関連してくる環境が異なることを踏まえて、生活活動支援環境の整備状況と、④ 得られた意見は今後アクションプランに活運動支援環境の整備状況を把握する質問を分用できる可能性があるアイディアとしてでけて、調査票を作成した。生活活動支援環境のきるだけ含めた。

評価は、都市のコンパクト化を目指す立地適正化計画に着目した。各自治体が策定する立地適

Ｄ．考 察

正化計画が身体活動を支援するような内容に【研究１】歩数・運動習慣者割合の目標の検討なっているかどうかを評価するものである。都

本研究では、健康日本 21（第二次）での目標

市のコンパクト化は身体活動を促進する環境

である、歩数と運動習慣者割合について、第二要因として多くのエビデンスがある

次の計画期間の推移をもとにした将来予測値

walkability の改善につながる。
Walkability にを行い、これに基づいて次期計画の目標値を提ついては、人口密度、土地利用の多様性、良好案した。

な道路ネットワークの関数である Walkability

全体的に下降トレンドであり、現状値から増index を用いた研究のエビデンスが多い。一般

加を狙う目標はチャレンジングな目標だが、そに人口の集約したコンパクトな都市ではれでも第二次計画の目標を切り下げる形とな

Walkability index が高くなるので、立地適正る。目標値は、関係者に認知されやすいように化計画による都市のコンパクト化は男女同数としたが、一部の性・年齢層では将来

Walkability index の高い都市構造の構築につ予測値との乖離幅が大きい。また、将来予測にながり、生活活動、特に歩行を増やす効果が期は、2020 年以降の COVID-19 の影響が反映され待できる。運動支援環境の整備状況の評価は運ていない（国民健康・栄養調査が一時中断した動の場所として「運動・スポーツ施設」「歩行空ため）ことにも留意する必要がある。COVID-19

間」「自転車走行空間」「公園」に着目して整備によるテレワークやネットショッピング等の状況を尋ねる調査票とした。この目標（Ａ案）

普及が身体活動に影響している可能性が高く、は、都市計画部門と健康部門の分野横断的な目

流行の終息後も「移動」を行わずに済むような標設定であり、省庁間の協働が推進されること

生活習慣が継続する可能性がある。社会の動向も期待される。

を踏まえた効果的な対策の推進が望まれる。

次にＡ案の実現が難しい場合の目標として３つの案を提案した。Ｂ案は立地適正化計画を- 32 -

定めている自治体数そのものを目標項目とす

Ｅ．結 論

る案である。国交省が把握しているデータをそ【研究１】歩数・運動習慣者割合の目標の検討のまま用いることができる点が特徴であるが、2010 年以降の国民の歩数・運動習慣者割合は

立地適正化計画の内容そのものまでは評価でいずれも減少傾向であり、将来も引き続き減少きない。

することが予測される。本研究では、成人（20-Ｃ案は健康日本 21（第二次）で用いられた評64 歳）は男女とも 8000 歩、高齢者（65 歳以上）

価方法の改定案である。現在の課題である、「環は男女とも 6000 歩を次期計画の目標として提境整備」「財政支援」の定義のあいまいさを少し案した。運動習慣者割合は、成人は男女ともでも改善することを目指した改訂案だが、都道50％、高齢者は男女とも 30％を目標として提案

府県レベルで評価するにとどまるという課題

した。

が残る。
Ｄ案は国民健康・栄養調査等の公的な調査を【研究２】身体活動支援環境の目標の検討

想定した質問紙調査の案である。ＡＢＣ案が環以下の４案を提案した。

境整備の「取り組み状況」を目標とするのに対Ａ案)市町村担当者への調査票による評価

して、このＤ案は「環境そのもの（の国民によ

Ｂ案)国全体の立地適正化計画の策定状況をる認知）」を目標とする案である。環境そのもの目標とする案が変わらない限り変化しないので、環境整備のＣ案)都道府県担当者への調査票による評価

取り組み状況と比較すると、より「変化しにく（健康日本 21（第二次）の改定案）

い」指標かもしれない。また、ＡＢＣ案と比較

Ｄ案)国民健康・栄養調査等の国民を対象としして、何を行えばよいのか、という具体的な方た調査票による評価

向性が見えにくい可能性もある。Ｄ案についてはインターネット調査で調査票を用いた試行を行っており、次年度以降分析を進め、アクシ【研究３】ロジックモデルの改訂
改訂版身体活動・運動のロジックモデルョンプランにつなげたい。

（v5.4）を作成した。

【研究３】ロジックモデルの改訂《参考文献》

本年度は身体活動専門家からの意見と、次期

1) Hubbard K, Talih M. Target-Setting

健康日本 21 に向けた専門委員会等の議論を踏

Methods in Healthy People 2030. Healthy

まえて、できだけ多くの要素をロジックモデル

Peopleに含めるようにした。議論の中で、アクション

Hyattsville, MD: National Center for

プランにつなげるための方向性として、①国・Health

都道府県・市町村・職場・学校・民間等の取り

from:https://www.cdc.gov/nchs/healthy_p

組みの主体別にアクションのヒントになるこ

eople/hp2030/hp2030-targetsetting.htmとが示せるとよい、②生活活動・運動といった

2) 森田洋史, 塩﨑洸, 荻野紗央, 深谷麻衣,

行動別のロジックモデルを作成する必要性な

榊原康己, 竹内萌恵, 陶山功陽, 中川真

どが指摘された。次年度以降、さらにアクショ

輝, 山岡祐貴, 樋野公宏, 井上茂、身体活ンプランを意識したロジックモデルに改訂し動推進面から見た立地適正化計画の評価ていきたい。

項目の提案、都市計画報告集、2021 年 20 巻

Statistical
Statistics.

Notes,
2020.

no

28.

Available

2 号 p. 217-220.DOI, https://doi.org/
10.11361/reportscpij.20.2_217- 33 -

Ｆ．健康危険情報

3) 菊池宏幸、福島教照、天笠志保、町田征己、なし

井上 茂．日本人の歩数および運動習慣者の推移と将来予測．第 77 回日本体力医学会

Ｇ．研究発表（オンライン開催）、2022 年 9 月 22 日．

1．論文発表4) 福西厚子、菊池宏幸、井上 茂、他．通勤手段

1) Amagasa S, Inoue S, Shibata A, Ishii K,に自動車またはオートバイを用いる労働者

Kurosawa S, Owen N, Oka K. Differencesの通勤手段の類型化に関する記述疫学研究．

in

第 77 回日本体力医学会 （オンライン開催）、

accelerometer-measured

physical

activity and sedentary behaviour between

2022 年 9 月 22 日．

middle-aged men and women in Japan: A5) 井上 茂．身体活動・運動の支援環境を整備

compositional data analysis. J Phys Actするためのフレームワーク．シンポジウム

Health, 2022;19(7):500-508. DOI: 10.1123「身体活動支援環境の整備とそのモニタリ/jpah.2022-0098

ングをどう進めるか」、第 77 回日本体力医学会（開催地：オンライン開催）、2022 年 9 月

２．学会発表22 日．

1) 福西厚子、菊池宏幸、井上 茂、他．不活動通勤者の割合および活動的な通勤への切替え

Ｈ．知的財産権の出願・登録状況の可能性に関する記述疫学研究-地域別の検１．特許取得討．第 24 回日本運動疫学会（神奈川県平塚なし市）、2022 年 6 月 25 日．

２．実用新案登録2) 井上 茂．地球環境と身体活動・健康．医研シなし

ンポジウム（東京都千代田区）、2022 年 9 月

３．その他

16 日．

なし

- 34 -

資料１：【研究１】歩数・運動習慣者割合の目標の検討に関する資料
資料１－１ 対象者数（国民健康・栄養調査）
歩数
調査
年度

運動習慣者割合

男性

女性

男性

女性

20-64 歳

65 歳以上20-64 歳

65 歳以上20-64 歳

65 歳以上20-64 歳

65 歳以上

1995

3612

786

4256

1073

4092

884

4579

1212

1996

3464

894

4151

1159

4017

1034

4495

1319

1997

3339

848

3990

1211

3816

953

4282

1355

1998

3468

982

4097

1262

4038

1120

4467

1456

1999

3001

933

3658

1204

3599

1056

4066

1399

2000

2973

878

3514

1088

3500

1013

3878

1285

2001

3168

1026

3743

1286

3403

1104

3896

1422

2002

2950

1004

3376

1312

3183

1095

3536

1459

2003

2797

1046

3167

1335

3208

1199

3459

1565

2004

2141

795

2567

986

2591

926

2937

1161

2005

2132

929

2465

1165

2542

1049

2816

1367

2006

2286

956

2687

1176

2633

1065

2934

1351

2007

2154

920

2563

1110

2553

1069

2895

1302

2008

2126

1086

2578

1321

2555

1283

2902

1590

2009

2162

962

2541

1261

2569

1152

2894

1510

2010

2126

990

2453

1223

2560

1180

2792

1483

2011

1948

921

2313

1165

2246

1080

2516

1360

2012

7374

3788

8625

4605

9476

4751

10420

5992

2013

1750

1039

2004

1227

2113

1236

2331

1488

2014

1774

1135

2104

1266

2206

1377

2512

1571

2015

1657

1000

1988

1147

2095

1207

2367

1446

2016

5585

3581

6512

4373

7405

4620

8187

5768

2017

1526

948

1687

1153

1996

1203

2046

1457

2018

1540

928

1731

1097

1917

1142

2084

1430

2019

1195

907

1409

1010

1566

1134

1758

1304

合計

68248

29282

80179

36215

81879

34932

91049

44052

色付きは、本研究において、2032 年の予測値を算出する際に用いたデータであることを示す。

- 35 -

資料１－２ 歩数・運動習慣者割合の将来予測（国民健康・栄養調査）
Ａ）歩数

Ｂ）運動習慣者割合- 36 -

資料１－３：次期健康日本 21 における歩数・運動習慣目標値の提案
Ａ）歩数
男性

女性

20～64 歳

65 歳以上20～64 歳

65 歳以上現状

健康日本 21（第二次）の目標

9000

7000

8500

6000

平均

二次計画のベースライン（2010）の歩数

7841

5600

6886

4599

直近調査（2019）での歩数（現状値）

7864

5396

6685

4656

2032 年の予測歩数（予測値）

7499

5038

6073

4640

案①現状値に基づいた目標（現状値×1.1）

8650

5936

7354

5122

案②予測値に基づく目標（予測値×1.1）

8249

5542

6680

5104

現状値×1.1 に基づいた提案

8000

6000

8000

6000

予測
目標
候補

提案
目標

数字の単位は、歩／日であるＢ）運動習慣者割合
男性

女性

20～64 歳

65 歳以上20～64 歳

65 歳以上現状

健康日本 21（第二次）の目標

36.0%

58.0%

33.0%

48.0%

平均

二次計画の策定時（2010）の割合

26.3%

47.6%

22.9%

37.6%

直近（2019）の割合（現状値）

23.6%

41.9%

17.0%

33.9%

2032 年の予測割合（予測値）

19.9%

36.3%

7.2%

33.9%

案①現状値に基づいた目標（現状値＋10％ポイント）

33.6%

51.9%

27.0%

43.9%

案②予測値に基づく目標（予測値＋10％ポイント）

29.9%

46.3%

17.2%

43.9%

現状値＋10％ポイントに基づいた提案

30.0%

50.0%

30.0%

50.0%

予測
目標
候補

提案
目標

- 37 -

資料２：【研究２】身体活動支援環境の目標案に関する資料
資料２－１：市町村担当者に立地適正化計画や運動施設の整備状況等に関する質問紙（Ａ案）
問 1. 以下の計画を策定していますか。
１．立地適正化計画
１. 策定済み
２. 未策定２．都市計画に関する基本的な方針（都市計画マスタープラン）
１. 策定済み
２. 未策定３．自治体総合計画
１. 策定済み
２. 未策定問 2. 立地適正化計画等についてお答えください（立地適正化計画を策定していない自治体では都市計画マスタープランについて、都市計画マスタープランも策定していない自治体では自治体総合計画についてお答えください）
1. 計画の理念、まちづくりの⽬標像で、健康や⾝体活動に⾔及していますか
１. はい
２. いいえ2. 都市計画・まちづくりの課題として、住⺠の健康や⾝体活動に言及していますか
１. はい
２. いいえ3. 住民の徒歩圏を考慮した生活サービス施設の設置、誘導が検討されていますか（医療・福祉施設、商業施設、交流施設など）
１. はい
２. いいえ4. 住⺠の外出頻度や公共交通利⽤者数、歩数など、外出促進あるいは身体活動に関する指標が数値⽬標に含まれていますか
１. はい
２. いいえ5. 地域公共交通を徒歩で利用できる範囲に居住する⼈⼝割合の増加が数値⽬標に含まれていますか
１. はい
２. いいえ問 3．運動・スポーツを実施する場所について伺います。2013 年度から現在までの間に、⾝体活動・運動・スポーツの促進を⽬的として、運動・スポーツ施設、歩行空間、自転車走行空間、都市公園等の整備･再整備をしましたか。
「運動・スポーツの促進を⽬的として」には、道路整備における通常の歩道設置、公園の日常的な維持管
理、体育館の耐震改修等の事業は含まないこととします。自治体内にある国や県の施設も含めて考えてください。

① 運動・スポーツ施設② 歩行空間③ 自転車走行空間④ 住区基幹公園（街区公園（1ha 以上）、近隣公園、地区公園）⑤ 都市基幹公園

1. 整備した
1. 整備した
1. 整備した
1. 整備した
1. 整備した

2. 整備していない
2. 整備していない
2. 整備していない
2. 整備していない
2. 整備していない

Ａ案による判定方法

生活活動の環境の判定：問 2 で一定数以上「はい」と回答する自治体数の増加
運動の環境の判定：問 3 で一定数以上「整備した」と回答する自治体数の増加

資料２－２：国全体の立地適正化計画の策定状況を目標とする案（Ｂ案）[把握方法]
国土交通省が定期的に把握する「立地適正化計画」を策定している市町村数、を活用する。
[Ｂ案による目標設定法]
立地適正化計画を策定している市町村数の増加- 38 -

資料２－３

都道府県担当者への調査を用いて評価する案（Ｃ案）【問１】貴都道府県は、住民の健康増進を目的とした身体活動・運動をしやすいまちづくり・環境整備の推進に向けて、その対策を検討するための協議会などの組織を設置していますか。
１） 設置している→（問２へ） ２）設置していない→（問３へ）【問２】問 1 で「設置している」と回答した都道府県へ伺います。その協議会の名称と委員構成をお答えください。

協議会の名称

保健部
門

【記入例】
名称（地域運動まちづくり会議）
名称
（
）
名称
（
）
名称
（
）

〇

委員構成（該当する箇所すべてに〇）
都市交通・
教育・ス
計画・公
それ以外の部門
ポーツ部
園・緑地部（具体的な部署名）
門
門〇〇（
環境政策部門
）
（

）

（

）

（

）

これ以上の協議会を設置している場合は、適宜行を追加して回答ください。

【問３】貴都道府県は、住民の身体活動・運動の促進を目的として市町村が行うまちづくり・環境整備に対し、助成（財政的措置）を実施していますか。
１） 実施している→（問４へ） ２）実施していない→（調査は終了です。
）【問４】問３で「実施している」と回答した都道府県へ伺います。助成事業の名称と、助成事業が対象とする環境整備の区分（別紙参照）、各年度に助成した市町村数についてお答えください。

助成事業の名称【記入例】
名称（身体活動環境整備事業）
名称（

）

名称（

）

名称（

）

物理的環境の整備
１
２
生活活動
運動

社会的環境の整備
３
４
生活活動
運動

〇

〇

助成を利用した市町村数＊
H30

R1

R2

R3

R4

-

1

２

4

10

＊各年度で補助事業が設定されていない場合は「-」と回答ください。
記入欄が不足する場合は、適宜行を追加してください。
Ｃ案による判定方法
問１で「１）設置している」または、問 3 で「１）実施している」と回答した都道府県を環境整備に取り組む自治体とする。

- 39 -

資料２－３の続き

Ｃ案の調査票の別添- 40 -

資料２－４：国民健康・栄養調査等で質問紙を用いて評価する案（Ｄ案）

あなたが「お住まいの地域の環境」は、以下の特徴に、どの程度あてはまりますか。

① 自動車なしでは生活することが難しい地域だ。
② 利用しやすい運動場所（スポーツジム、体育館、プール、公園・緑地、遊歩道など）が多い地域だ。
③ 歩いたり、自転車に乗ったりする機会（地域活動、買い物、通勤、お出かけなど）が多くある地域だ。
④ 運動教室やスポーツ・体操サークルなどが盛んな地域だ。

よ
く
あ
て
は
ま
る

や
や
あ
て
は
ま
る

や
や
あ
て
は
ま
ら
な
い

全
く
あ
て
は
ま
ら
な
い

1

2

3

4

1

2

3

4

1

2

3

4

1

2

3

4

Ｄ案による判定方法
1. 生活活動支援環境の整備状況の評価：①・③のうちいずれかで、「よくあてはまる」または「ややあてはまる」と回答した者の割合の増加

2.

運動支援環境の整備状況の評価：②・④のうちいずれかで、「よくあてはまる」または「ややあてはまる」と回答した者の割合の増加

資料２－５:Ｄ案を用いたインターネット調査結果

回答の分布（n=38798、全国 122 都市のデータ）①自動車なしでは生活することが難しい地域だ。
②利用しやすい運動場所（スポーツジム、体育館、プール、公園・緑地、遊歩道など）が多い地域だ。
③歩いたり、自転車に乗ったりする機会（地域活動、買い物、通勤、お出かけなど）が多くある地域だ。
④運動教室やスポーツ・体操サークルなどが盛んな地
域だ。

よ
く
あ
て
は
ま
る

や
や
あ
て
は
ま
る

や
や
あ
て
は
ま
ら
な
い

全
く
あ
て
は
ま
ら
な
い

11403
(29.4%)
4327(11.2%)
6187(16.0%)
1564(4.0%)

10799(27.8%)
17691(45.6%)
17966(46.3%)
11363(29.3%)

7744(20.0%)
12191(31.4%)
10627(27.4%)
18666(48.1%)

8852(22.8%)
4589(11.8%)
4018(10.4%)
7205(18.6%)*色付きは身体活動支援環境が良好と判定されることを示す- 41 -

資料２－５の続き

県庁所在地別の記述統計（n=15732、県庁所在地のみのデータを用いた）＊①～④は、各選択肢（よくあてはまる～全くあてはまらない）まで 1～4 点の点数をつけたうえ、県庁所
在地別の平均点を示す。なお、点数が高い方がより良好な環境を示す。

- 42 -

アウトカム（取組・対策）プロセス（⾏動・環境）アウトプット（⾝体活動・運動）【環境アプロー チ】住⺠が運動しやすいまちづくり・環境整備に取り組む⾃治体数の増加
⽣活活動を⾏う場所
巨視的環境
都市環境・都市計画（居住・都市機能の⽴地適正化、道路ネットワーク）
交通環境・交通計画（公共交通政策）
微視的環境 滞在快適性等向上区域（ウォーカブル区域）を設定している市町村数の増加（現在提案されている環境⽬標案）
都市・建築空間デザイン（都市施設、建築物・住宅、歩道、⾃転⾞道、道路、階段、広場など）
職場環境（オフィスレ イアウト、⽴ち机・⽴ち会議設備、階段デザイン、共⽤スペースデザイン、運動設備、ロッカー、シャワー、駐輪場など）運動を⾏う場所
運動場所の整備
公共・⺠間の運動施設、学校・保育園・幼稚園、公園・緑地、⾃転⾞道・遊歩道、⼭・河原・海岸などの⾃然環境、など
運動場所へのアクセス
運動場所の認知、利⽤時間、料⾦、交通など利⽤しやすさ

⾚太字︓主⽬標項⽬ ⾚字︓副⽬標 緑字︓開発中の⽬標 ⿊字︓研究途上の⽬標

職場における対策（健診、健康経営、運動プログラム、通勤、環境整備など）地域における対策（健診、健康増進施設（指定運動療法施設を含む）、運動⾃主グループ、通いの場、⾝体活動・運動キャン ペーン、環境整備など）【セッティング】
学校における対策（健診、体育教育、通学、休み時間、掃除、環境整備など）

社会的⽀援の充実（仲間づくり、運動⾃主グループ、指導者の育成、等）
社会的役割の創出（仕事、家事、ボランティア、社会参加等）

総合型地域スポーツクラブの充実

健康増進施設における運動指導（標準的な運動プログラム）
⾃治体・職場・⺠間等によ る⾝体活動・運動プログラムの提供【個⼈アプロー チ】
情報・啓発（ガイドライ ン、キャンペーン 、啓発ツール）
健康づくりのための⾝体活動指針（アクティブ ガイド）の普及・啓発
運動資源の認知向上（ウォーキングマップ、運動資源マップ 、運動プログラムの紹介など）
⾝体活動・運動プログラムの提供
特定保健指導【個⼈】
健康づくりのための⾝体活動・座位⾏動基準を認知する者の割合の増加
⾏政・⺠間が実施する⾝体活動・運動プログラムへの参加者の増加
体育館・スポーツジムを利⽤する者の増加
徒歩・⾃転⾞・公共交通で通学する児童・⽣徒の増加
徒歩・⾃転⾞・公共交通で通勤する労働者の増加
徒歩・⾃転⾞・公共交通によ る買い物の増加
部活動、スポーツクラブ等で運動に取り組む児童・⽣徒の増加
外遊びする児童の増加
運動⾃主グループに参加する者の増加
運動関連イベントへの参加者の増加
特定健診・特定保健指導実施率の向上
座りすぎ労働者の減少
通いの場に参加する⾼齢者の増加
⾼齢者の社会参加の増加
孤⽴・孤独を感じる者の減少/外出しない⾼齢者の減少
⽇常的に掃除、洗濯、料理等の⾝体活動を伴う家事を⾏う者の増加【環境】
⾝体活動・運動分野の専⾨家が所属する保健所の増加
休み時間、掃除、部活動等を活⽤して⾝体活動増進に取り組む学校の増加
健康増進プログラムを有する総合型地域スポーツクラブの増加
運動⾃主グループの増加
通いの場の増加
地域ソーシャルキャピ タルの醸成
地域の交通安全の向上
地域の治安の向上
ウォーカビリ ティの向上（密度・混合⼟地利⽤度・道路ネットワークなどの都市構造の変化）
モビリティ・マネジメント（MM）に取り組む職場・学校・⾃治体の増加（通勤MM、通学MM、買い物MM）
厚⽣労働⼤進施設（指定運動療法施設を含む）の増加
健康スポーツ医や⾝体活動・運動指導に理解のあるかかりつけ医の増加
⾝体活動・運動推進や座りすぎ対策を実施する職場の増加

⾝体活動・運動のロジックモデル v5.4（令和5年度1⽉20⽇更新）

⽇常⽣活における歩数の増加
運動習慣者の割合の増加
運動やスポーツを習慣的に⾏ってい ない⼦どもの割合の減少
座位時間が8時間以上の⼈の割合の減少＊あるいは、ガイドライ ン順守率の増加

資料３：【研究３】改訂版身体活動・運動のロジックモデル（V5.4）- 43 -

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

循環器疾患に関する数値目標と施策の提案−健常・非服薬コホート集団における新規服薬者の出現割合の検討−
研究分担者 岡村 智教 慶應義塾大学医学部衛生学公衆衛生学・教授
研究要旨
集団全体の健康状態を考える際、服薬は重要な指標である。しかし長期的なトレンドを見る際、未治療の段階からどの程度の割合で新規の服薬が発生するかという情報はあまり示されていない。
そこで健康な集団のコホート研究で、ベースライン調査時に服薬の無かった集団から新たに服薬を開始した参加者の割合、およびそれらの集団のベースライン調査時の検査値の状況を明らかにすることにした。当初、服薬者のいない健常ボランティア集団である神戸研究の参加者 930 人（男性 282
人、女性 648 人）を対象とし、６年後調査の服薬情報により、高血圧、脂質異常症、糖尿病の服薬の有無を確認し、その割合を算出した。さらに、服薬有りの集団についてそれぞれ、ベースライン
調査時の収縮期血圧、拡張期血圧、総コレステロール、HDL コレステロール、中性脂肪、LDL コレス
テロール、血糖値、HbA1c の平均値または中央値を算出した。６年後調査における服薬状況は、高血圧の服薬有り 100 人（10.8%）、
脂質異常症の服薬有り 92 人
（9.9%）、
糖尿病の服薬有り 12 人
（1.3%）の順に高かった。また、ベースライン調査時のそれぞれの検査値は、関連する各疾患の服薬有りの群で最も高かった。新たに服薬を開始した参加者のうち一定割合は、ベースライン調査時に診断基
準には達していないが既に境界域に該当していた者であったことから、新規の服薬の開始を抑制するためにはこれらの該当者に対する生活習慣改善のための働きかけが必要と考えられた。
研究協力者
佐田みずき

ン調査時の検査値の状況を明らかにすること
慶應義塾大学医学部衛生学公衆を目的とした。

衛生学
Ｂ．研究方法
Ａ．研究目的

神戸研究は、都市部で生活の質や循環器疾患

集団全体の健康状態を考える際、服薬は重要の危険因子の増悪をエンドポイントとする神な指標である。集団の長期的な健康状態のトレ

戸市民を対象としたコホート研究として、2010

ンドを見る際には、未治療の段階からどの程度年に開始された。参加者は２年に１回の頻度での割合で新規の服薬が発生するかという情報

追跡調査（検査）を受けることになっており、も必要であるが、参照できるエビデンスは少な

本研究の募集要件の特徴は、40～74 歳の神戸市

い。また単純な既存データ解析では、ある年に民で、「悪性新生物・脳・心血管疾患の既往歴が服薬がなくてもそれ以前の服薬がなかったかないこと」に加えて、「高血圧、糖尿病、脂質異どうかは不明である。本研究では、神戸研究の常症の治療中でない」ということである。ベー

参加者を対象とし、ベースライン調査時に服薬スライン調査には 1,117 人（男性 341 人、女性の無かった集団から新たに服薬を開始した参776 人）が参加し、このうち６年後調査の参加

加者の割合、およびそれらの集団のベースライ者は 931 人（男性 282 人、女性 649 人）であっ- 44 -

た。参加時に対面調査を行い、「悪性新生物・脳・Ｃ．研究結果心血管疾患の既往歴がないこと」、「高血圧、糖表１に、６年後調査における服薬者の内訳を尿病、脂質異常症の治療中でない」という２条示す。６年後調査における服薬状況は、高血圧件については、問診票や面談、お薬手帳の閲覧の服薬有り 100 人（10.8%）、脂質異常症の服薬などで確認した。

有り 92 人（9.9%）、糖尿病の服薬有り 12 人

本研究の対象者は、Friedewald 式による LDL（1.3%）、高血圧または脂質異常症または糖尿コレステロールを用いることから、解析対象者

病のいずれか１つの服薬有りが 176 人（18.9%）

は、図１のように 930 人（性別：男性 282 人、であった。

女性 648 人、年代別：40 歳代 166 人、50 歳代

６年後調査において高血圧の服薬が有った

262 人、60 歳代 411 人、70 歳代 91 人）とした。

集団では、脂質異常症または糖尿病の服薬が有これらの対象者について、６年後調査におけった集団と比べ、ベースライン調査における収る問診票・面談・お薬手帳から把握した服薬情

縮期血圧および拡張期血圧の平均値（標準偏差）報により、高血圧、脂質異常症、糖尿病の服薬が高かった：それぞれ、高血圧の服薬有りがの有無を確認し、その割合を算出した。さらに、

138.3mmHg（17.3）および 84.8mmHg（10.4）、脂服薬有りの集団についてそれぞれ、ベースライ質異常症の服薬有りが 123.4mmHg（20.4）およン調査時の収縮期血圧、拡張期血圧、総コレス

び 75.0mmHg（11.8）、糖尿病の服薬有りが 127.3

テロール、HDL コレステロール、中性脂肪、LDL

mmHg（12.5）および 79.4mmHg（8.8）
。

コレステロール、血糖値、HbA1c の平均値また

また、６年後調査において脂質異常症の服薬は中央値を算出した。加えて、性別、年代別でが有った集団では、高血圧または糖尿病の服薬の検討も行った。

が有った集団と比べ、ベースライン調査におけ（倫理面への配慮）

る総コレステロールおよび LDL コレステロール

神戸研究は、慶應義塾大学医学部倫理委員会の平均値（標準偏差）が高かった：それぞれ、（承認番号 20170142）及び（公財）神戸医療産脂質異常症の服薬有りが 242.7mg/dL（32.2）お業都市推進機構先端医療センター医薬品等臨よび 157.6mg/dL（27.6）、高血圧の服薬有りが床研究審査委員会（倫理委員会）（承認番号 10-214.7mg/dL（33.3）および 131.4mg/dL（30.3）、

20）の承認を得ている。また、対象者には、文糖 尿 病 の 服 薬 有 り が 198.5mg/dL （ 38.6 ）、章と口頭で説明を行い、文書による同意を得て

117.1mg/dL（39.3）。

いる。
神戸研究ベースライン調査参加者 1,117人• 性別：男性341人、女性776人（高血圧、脂質異常、糖尿病の服薬がないことを問診票、面談、お薬手帳で確認）

神戸研究6年後調査参加者 931人
• 性別：男性282人、女性649人（服薬状況を問診票、面談、お薬手帳
で確認）
【除外】
ü 中性脂肪（ベースライン調査時） 400mg/dL以上 1人

解析対象者 930人
• 性別：男性282人、女性648人• 年代別（ベースライン調査時）：
40歳代166人、50歳代262人、60歳代411人、70歳代91人

図１ 研究対象者- 45 -

６年後調査において糖尿病の服薬が有った

査時のそれぞれの検査値は、関連する各疾患の集団では、高血圧または脂質異常症の服薬が有服薬有りの群で最も高かった。東京都の企業のった集団と比べ、ベースライン調査における血保健指導対象者（ベースライン時点では未治療

糖値および HbA1c の平均値（標準偏差）が高かの者）における研究 1)では、２年後の健診までった：それぞれ、糖尿病の服薬有りが 130.9mg/に服薬治療を開始した者の内訳は、高血圧治療

dL（64.8）および 7.1%（1.9）
、高血圧の服薬有薬の者（服薬治療を開始した者のうち、60.7%）

りが 91.8mg/dL（8.8）および 5.6%（0.3）
、脂質が最も多く、次いで脂質異常症治療薬の者

異常症の服薬有りが 93.5mg/dL（26.3）および（39.3%）、糖尿病治療薬の者（16.4%）で、本検5.7%（0.8）。

討の結果と一致していた。

これらの傾向は、男女別（表２、３）、年代層
別（表４〜７）でも、同様の傾向であった。

新たに服薬を開始した参加者には、ベースラ
イン調査（検査）の結果を受けて新規に医療機関を受診した者も一部含まれると推察される。

Ｄ．考 察

しかし一方で、新たに服薬を開始した参加者の対面で医師がお薬手帳等を見て、高血圧、糖うち一定割合は、ベースライン調査時に診断基

尿病、脂質異常症の服薬が無いことを確認した

準には達していないが既に境界域に該当して集団において、新たに服薬を開始した参加者のいた者であったことから、これらの該当者に対６年後における割合は、高血圧、脂質異常症、する生活習慣改善のための情報提供などの働

糖尿病の順に高かった。また、ベースライン調

きかけが必要と考えられた。

表１ ６年後調査における服薬者の内訳
6年後調査における服薬状況
高血圧
人数（%）

脂質異常症

糖尿病

左記のいずれか1つ100( 10.8 )92( 9.9 )

12

( 1.3 )

176

( 18.9 )138.3( 17.3 )123.4( 20.4 )127.3( 12.5 )129.7( 19.2 )84.8( 10.4 )75.0( 11.8 )79.4( 8.8 )

79.4

( 12.0 )214.7( 33.3 )242.7( 32.2 )198.5( 38.6 )224.9( 36.1 )64.4( 14.0 )62.8( 13.0 )56.9( 11.1 )63.8( 13.6 )べーライン調査における検査値
収縮期血圧（mmHg）a
拡張期血圧（mmHg）

aa

総コレステロール（mg/dL）

HDLコレステロール（mg/dL）b

中性脂肪（mg/dL）

a

97.0

( 27.0 - 272.0 )LDLコレステロール（mg/dL）a 131.4( 30.3 )157.6( 27.6 )117.1( 39.3 )140.9( 32.5 )血糖値（mg/dL）a91.8( 8.8 )

93.5

( 26.5 )130.9( 64.8 )93.6( 20.6 )5.6( 0.3 )

5.7

( 0.8 )

7.1

( 1.9 )

5.7

( 0.7 )

HbA1c（%）

aa

平均値（標準偏差）b

中央値（最小値-最大値）

81.5( 27.0 - 272.0 ) 107.0 ( 40.0 - 266.0 ) 122.5 ( 64.0 - 192.0 )- 46 -

表２ ６年後調査における服薬者の内訳（男性）
6年後調査における服薬状況
高血圧
人数（%）

脂質異常症

糖尿病

左記のいずれか1つ45( 16.0 )29( 10.3 )9( 3.2 )

70

( 24.8 )収縮期血圧（mmHg）a139.0( 15.7 )126.7( 21.9 )128.3( 14.4 )132.0( 18.7 )拡張期血圧（mmHg）a87.2( 9.0 )

77.8

( 11.7 )82.3( 7.7 )

83.0

( 11.1 )200.8( 24.8 )232.8( 31.5 )182.2( 24.3 )208.8( 33.5 )( 14.0 )59.7( 13.3 )55.1( 11.8 )60.0( 13.3 )べーライン調査における検査値a

総コレステロール（mg/dL）

HDLコレステロール（mg/dL）

a

60.9

中性脂肪（mg/dL）b

99.0

LDLコレステロール（mg/dL）a

119.1( 25.3 )150.4( 28.4 )102.4( 30.3 )127.1( 32.7 )93.5( 9.5 )

94.0

( 8.1 )

114.9

( 12.8 )95.7( 11.7 )5.5( 0.3 )

5.6

( 0.4 )

6.7

( 0.9 )

5.6

( 0.6 )

血糖値（mg/dL）
HbA1c（%）

aaa

平均値（標準偏差）b

中央値（最小値-最大値）( 27.0 - 236.0 ) 107.0 ( 48.0 - 236.0 ) 116.0 ( 64.0-

192.0 ) 105.0 ( 27.0 - 236.0 )表３ ６年後調査における服薬者の内訳（女性）
6年後調査における服薬状況
高血圧
人数（%）

脂質異常症

糖尿病

左記のいずれか1つ55( 8.5 )

63

( 9.7 )

3

( 0.5 )

106

( 16.4 )137.7( 18.6 )121.9( 19.7 )124.0( 1.7 )

128.2

( 19.4 )82.8( 11.1 )73.7( 11.8 )70.7( 6.1 )

77.1

( 12.1 )226.1( 35.2 )247.3( 31.8 )247.3( 32.6 )235.6( 33.8 )( 13.5 )64.2( 12.8 )62.3( 7.5 )

66.3

( 13.2 )べーライン調査における検査値
収縮期血圧（mmHg）a
拡張期血圧（mmHg）

aa

総コレステロール（mg/dL）

HDLコレステロール（mg/dL）

a

67.3

中性脂肪（mg/dL）b76.0

LDLコレステロール（mg/dL）a141.5( 30.5 )160.9( 26.8 )161.3( 30.6 )150.1( 29.0 )90.5( 8.0 )

93.2

( 31.6 )179.0( 133.4 )92.2( 24.8 )5.6( 0.3 )

5.7

( 0.9 )

8.3

( 3.6 )

5.7

( 0.7 )

血糖値（mg/dL）
HbA1c（%）

aaa

平均値（標準偏差）b

中央値（最小値-最大値）( 30.0 - 272.0 ) 107.0 ( 40.0 - 266.0 ) 129.0 ( 68.0-

158.0 ) 83.5 ( 30.0 - 272.0 )表４ ６年後調査における服薬者の内訳（ベースライン調査時点：40 歳代）
6年後調査における服薬状況
高血圧
人数（%）

脂質異常症

糖尿病

左記のいずれか1つ4( 2.4 )

9

( 5.4 )

0

( 0.0 )

12

( 7.2 )

143.0

( 9.2 )

119.9

( 13.0 )

-

(

.

)

126.8

( 16.7 )べーライン調査における検査値
収縮期血圧（mmHg）a
拡張期血圧（mmHg）

a

総コレステロール（mg/dL）aa

HDLコレステロール（mg/dL）b

中性脂肪（mg/dL）

96.0( 4.5 )

74.2

( 13.7 )

-

(

.

)

80.1

( 15.8 )198.5( 15.0 )232.7( 38.0 )

-

(

.

)

224.2

( 36.7 )65.0( 15.4 )64.2( 10.2 )

-

(

.

)

63.9

( 11.7 )

.

-

49.0
a

( 30.0 - 132.0 ) 107.0 ( 46.0 - 135.0 )

-

(

.

) 103.5 ( 30.0 - 135.0 )LDLコレステロール（mg/dL）

120.5( 5.3 )

149.5

( 29.9 )

-

(

.

)

142.5

( 28.6 )

血糖値（mg/dL）a88.5( 4.4 )

88.6

( 4.9 )

-

(

.

)

88.4

( 4.7 )

5.3

( 0.4 )

5.5

( 0.4 )

-

(

.

)

5.5

( 0.3 )a

HbA1c（%）
a

平均値（標準偏差）b

中央値（最小値-最大値）- 47 -

表５ ６年後調査における服薬者の内訳（ベースライン調査時点：50 歳代）
6年後調査における服薬状況
高血圧
人数（%）

脂質異常症

糖尿病

22

( 8.4 )

24

( 9.2 )

1137.6

( 22.0 )116.9( 22.8 )

左記のいずれか1つ( 0.4 )

43

( 16.4 )

122.0

(

.

)

125.9

( 22.1 )べーライン調査における検査値
収縮期血圧（mmHg）a
拡張期血圧（mmHg）

a

総コレステロール（mg/dL）aa

HDLコレステロール（mg/dL）b

中性脂肪（mg/dL）

86.5( 12.4 )72.7( 13.9 )

91.0

(

.

)

79.2

( 14.3 )213.0( 25.5 )241.4( 29.4 )

171.0

(

.

)

227.7

( 32.3 )69.1( 14.4 )63.8( 9.3 )

45.0

(

.

)

66.8

( 12.6 )

.

-

75.5

LDLコレステロール（mg/dL）a

血糖値（mg/dL）aa

HbA1c（%）
a

平均値（標準偏差）b

中央値（最小値-最大値）( 32.0 - 272.0 ) 109.5 ( 52.0 - 174.0 ) 138.0 (.

) 102.0 ( 32.0 - 272.0 )125.1( 22.4 )156.1( 25.5 )

98.4

(

.

)

140.7

( 29.8 )88.5( 7.7 )

88.3

( 7.7 )

120.0

(

.

)

88.9

( 8.9 )

5.4

( 0.3 )

5.5

( 0.3 )

7.5

(

.

)

5.5

( 0.4 )

表６ ６年後調査における服薬者の内訳（ベースライン調査時点：60 歳代）
6年後調査における服薬状況
高血圧
人数（%）

脂質異常症

糖尿病

左記のいずれか1つ60( 14.6 )47( 11.4 )10( 2.4 )

98

( 23.8 )収縮期血圧（mmHg）a137.3( 16.5 )125.4( 20.3 )129.9( 11.3 )130.5( 18.2 )拡張期血圧（mmHg）a83.6( 9.4 )

76.1

( 11.5 )78.5( 8.9 )

79.5

( 10.9 )218.1( 37.0 )248.9( 33.4 )203.4( 40.7 )225.8( 38.9 )( 14.0 )62.9( 15.5 )59.6( 10.1 )63.7( 14.5 )べーライン調査における検査値a

総コレステロール（mg/dL）a

HDLコレステロール（mg/dL）

64.2

中性脂肪（mg/dL）b

81.5

LDLコレステロール（mg/dL）a135.3( 33.3 )162.1( 28.5 )120.5( 42.6 )141.9( 34.9 )92.4( 9.4 )

97.4

( 36.1 )134.3( 71.0 )96.3( 26.3 )5.6( 0.3 )

5.8

( 1.0 )

7.1

( 2.1 )

5.8

( 0.8 )a

血糖値（mg/dL）a

HbA1c（%）
a

平均値（標準偏差）b

中央値（最小値-最大値）( 27.0 - 236.0 ) 107.0 ( 40.0 - 266.0 ) 116.0 ( 64.0-

192.0 ) 92.0 ( 27.0 - 266.0 )表７ ６年後調査における服薬者の内訳（ベースライン調査時点：70 歳代）
6年後調査における服薬状況
高血圧
人数（%）

脂質異常症

糖尿病

14

( 15.4 )12( 13.2 )1142.3( 14.1 )131.7( 17.5 )拡張期血圧（mmHg）

83.6( 10.7 )75.6

総コレステロール（mg/dL）a207.4( 30.2 )

228.8

a

57.4

( 11.0 )59.3

中性脂肪（mg/dL）

97.0

LDLコレステロール（mg/dL）a127.7( 30.4 )149.2( 25.9 )

102.0

95.4

( 7.1 )

92.2

( 8.8 )

108.0

5.6

( 0.4 )

5.7

( 0.3 )

6.4

左記のいずれか1つ( 1.1 )

23

( 25.3 )

106.0

(

.

)

135.0

( 17.7 )( 6.9 )

77.0

(

.

)

79.3

( 10.4 )( 24.9 )

177.0

(

.

)

216.5

( 30.3 )( 11.3 )

42.0

(

.

)

58.7

( 11.0 )

.

-

(

.

)

136.3

( 30.1 )

(

.

)

93.7

( 8.5 )

(

.

)

5.6

( 0.4 )

べーライン調査における検査値
収縮期血圧（mmHg）aa

HDLコレステロール（mg/dL）ba

血糖値（mg/dL）a

HbA1c（%）
a

平均値（標準偏差）b

中央値（最小値-最大値）( 57.0 - 231.0 ) 95.5 ( 47.0 - 231.0 ) 165.0 (.

) 104.0 ( 47.0 - 231.0 )- 48 -

Ｅ．結 論

Ｇ．研究発表厳密に確認された高血圧、糖尿病、脂質異常

１．論文発表症非服薬者の集団（40～74 歳）でも、６年間でなし

約 20％はいずれかの服薬を開始していること

２．学会発表が示された。新たに服薬を開始した参加者のうなし

ち一定割合は、ベースライン調査時に境界域の該当者に対する生活習慣改善のための施策で、Ｈ．知的財産権の出願・登録状況

服薬を阻止できる可能性が示唆された。

１．特許取得なし＜参考文献＞
1) 森川 希，田中 徹，松本秀子，水嶋春朔．日
本循環器病予防学会誌, 2012;47:178-190．

２．実用新案登録
なし
３．その他
なし

Ｆ．健康危険情報なし- 49 -

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

がんに関する数値目標と施策の提案
研究分担者 片野田 耕太 国立がん研究センターがん対策研究所・部長
研究要旨
がんの一次予防、二次予防の分野におけるロジックモデルの提案と、同分野における健康格差の指標の提案を行うことを目的とした。さらに、同じロジックモデルの構造を用いて、がんの一次予防の最大の因子である喫煙について米国 Healthy People 2030 の指標の再構成を行った。がん対策の一次予防のロジックモデルについては、生活習慣および感染という日本人のがんの主要な要因について、現行の健康日本 21 およびがん対策推進基本計画と整合性を取る形でロジックモデルを構築した。がんの二次予防のロジックモデルについては、科学的根拠に基づくがん検診の選択と実施、受診勧奨、精度管理の分野について施策と評価指標の流れを構築した。がんの一次予防、二次予防における健康格差指標については、悉皆性のあるデータについては市町村別の地理的はく奪指標を用いた指標が、標本調査のデータについては学歴、収入などの社会経済属性別の集計が利用できると考えられた。米国の Healthy People 2030 のたばこ対策では、たばこ対策の各分野における施策と中間アウトカム、疾病アウトカムが個別具体的に設定されていた。健康日本 21 およびその都道府
県計画において、健康格差を含めた実効的な施策の評価が可能な枠組みの提示が必要である。
研究協力者

がんの基本計画いずれの作成過程においても健伊藤 ゆり 大阪医科薬科大学

康格差が議論されている。そこで本研究では、

祖父江友孝 国立がん研究センターがん対策

がんの一次予防、二次予防の分野におけるロジ

研究所

ックモデルの提案と、同分野における健康格差

国立がん研究センターがん対策研究所横断プロの指標の提案を行うことを目的とした。
さらに、

ジェクト「保健政策およびがん対

同じロジックモデルの構造を用いて、がんの一策の立案と評価に資する横断プロ

次予防の最大の因子である喫煙について米国

ジェクト」（代表者：祖父江友孝）

Healthy People 2030 の指標の再構成を行った。

Ａ．研究目的Ｂ．研究方法国の健康計画である健康日本 21 では、疾患領がん対策の一次予防（生活習慣、感染など）、域の一つとしてがんが位置づけられている。一

二次予防（がん検診）の各項目について、ロジ方、国がん対策についてはがん対策推進基本計

ックモデルを国立がん研究センターがん対策研

画（以下、がんの基本計画）が別途掲げられて究所横断プロジェクトと共同で構築した。ロジいる。2022 年度は、健康日本 21 が第三次、がックモデルは、アウトプット（対策のプロセス

ん対策推進基本計画が第４期の計画策定が行わ

指標）、中間アウトカム（生活習慣や健康行動なれている。保健・医療の計画策定においては施どの指標）、分野別アウトカム（直接的な疾病指策の構造化および可視化のためにロジックモデ

標）、最終アウトカム（最終的な疾病指標）の流ルが活用されることが多い。また、健康日本 21、れとした。

- 50 -

上記ロジックモデルの各項目について、健康策の肝炎ウイルスについては、検査受検率およ

格差の指標、データソース、計測方法の候補をび検査陽性者数が中間アウトカムに入ってお作成した。

り、肝炎ウイルス検査の普及、Ｂ型肝炎ウイル

米国 Healthy People 2030（https://health.

スワクチンの接種の実施という政策の評価とgov/healthypeople）の Tobacco Use のカテゴ

して合理性が保たれている。HPV ワクチンにつリで掲げられている指標を、以下の対策の分野

いては市町村事業報告、ピロリ菌の除菌についと指標の流れの組み合わせで分類した。

ては保険適用分についてはレセプトデータで対策の分野：の把握が可能である。一方、ロジックモデルに成人喫煙率含まれた HPV 感染率については、現状ではがん

受動喫煙

検診の細胞診陽性者の保険診療による HPV 検

未成年喫煙率査など、部分的にしか把握する仕組みがない。

母子保健・全般

厚生行政として導入した施策については、保指標の分類：
プロセス（取組・対策）

健・医療の計画に位置付け、計測可能とすることが求められる。

アウトプット（行動・環境）

たばこ対策などの生活習慣についても、ロジ

アウトカム（生活習慣等）

ックモデルの上流である個別施策が包括的な疾病アウトカム（がん、呼吸器疾患、周産期、内容にとどまる形となった。表３でまとめた米

循環器疾患、糖尿病）

国の Healthy People 2030 のたばこ対策では、の組み合わせで分類した。

たばこ対策の各分野における施策と中間アウ
トカム、疾病アウトカムが個別具体的に設定さＣ．結 果
図１にがんの一次予防、図２にがんの二次予
防のロジックモデルを示す。表１にがんの一次れている。健康日本 21 においても、米国の事
例をモデルとして、より実効的な施策の評価が可能な枠組みの提示が必要である。

予防、表２にがんの二次予防の健康格差指標のがんの二次予防のロジックモデルについて候補を示す。表３に米国 Healthy People 2030

は、科学的根拠に基づくがん検診の選択と実施、の喫煙関連指標の再構成の結果を示す。

受診勧奨、精度管理の分野について施策と評価
指標の流れを構築した。また、分野別アウトカ

Ｄ．考 察

ムにおいて、2016 年症例から登録が開始されがん対策の一次予防のロジックモデルにつた全国がん登録を用いた指標を組み込んだ。一いては、生活習慣および感染という日本人のが方、職域については制度的な制約により中間指んの主要な要因について、現行の健康日本 21標の設定がされていない、住民検診についても

およびがん対策推進基本計画と整合性を取る

検診プログラムのデータを用いた受診率や感形でロジックモデルを構築した。ただ、ヒトパ度・特異度などの精度指標の計測が盛り込めてピローマウイルス（HPV）のワクチン接種についないという課題がある。オーストラリアなど

いて中間アウトカムにワクチンの接種率が含では検診プログラムとがん登録を突合したデ

まれていない、ヘリコバクターピロリ菌（ピロータ管理およびプログラムの評価が可能になリ菌）の除菌について具体的な指標が入っていっており、日本でも同様の仕組みを構築する必ないなど、日本のがん対策で大きな課題となっ要がある。

ている分野について評価指標としての反映が必ずしも十分になされていない。同じ感染症対- 51 -

- 52 -

（仮称）での取組評価
を注視））

地域を対象として、普及予防に関する普及啓発
啓発に努めている拠点の実施及びがん予防の病院の割合
情報提供体制整備

拠点病院等による、がん取組の継続

よる、「次期国民健康づ 康増進栄養部会 次期くり運動プラン」に沿った プラン推進専門委員会

状況を注視）

宮頸がん対策の推進

肝疾患専門医療機関

アウトプット指標

B型肝炎定期接種の実実施率（実施率100%の維持）-おける有効性等の国内外の知見収集・対策の検討# 個別施策
ヘリコバクター・ピロリ除菌の胃がん発症予防に標設定無し（着実に検討を推進すること）

検討の段階のため、指アウトプット指標

費負担実施率妊婦に対するHTLV-1ス
クリーニング検査の継続 HTLV-1抗体検査の公HTLV-1の保健所の検査 HTLV-1の保健所の検査
体制の整備
数

その他

1-8

1-7

体制の構築

1-6 HAM患者に対する相談 HTLV-1関連の窓口数

HTLV-1キャリアやATL・者及びその家族等の目 HTLV-1関連のホームペー
1-5
線に立ったわかりやすい ジへの閲覧数
情報提供の推進# 個別施策アウトプット指標（HTLV-1に関する）患

感染症対策について（HTLV-1 ）持）

B型肝炎定期予防接種充実およびウイルス陽性者の受診勧奨、普及啓
肝炎医療コーディネーター
発の継続推進の養成者数

肝炎ウイルス検査体制の 数

1-4 施（高い実施率の維

1-3# 個別施策

感染症対策について（肝炎）-

指標設定無し（対策のアウトプット指標

科学的根拠に基づく子# 個別施策

感染症対策について（HPV）

1-2

1-1

指標設定無し（厚生労国及び地方公共団体に 働審議会 地域保健健厚労省や研究班作

データソース

進事業報告

地域保健・健康増

地方自治体における肝炎対策実施状況調査る肝炎対策実施状
況調査

地方自治体におけデータソース-

データソース

現況報告

ー

結核感染症課調査

結核感染症課調
査

-

3期

-

データソース

新 母子保健課調査新新新 成のホームページの
PV数

3期

参3

新

新

3期

-

3期

新

ー

データソース1020 国民健康・栄養調査③野菜と果物の摂取量の増加

喫煙

HPV感染率の減少

2-14

B型・C型肝炎ウイルス検査受検率

指標

HPV感染率、CIN発見割合など（仮）厚生労働省HTLV-1総合
対策

データソース

染症検査等事業実績報告」（健康増進編）」及び 「特定感「地域保健・健康増進事業報告

厚生労働科学研究班

データソース

業)

生活習慣病対策総合研究事

3期

データソース

3-2

がん種別罹患率（肝・指標

煙関連がん）（肝・ATL・子宮頸部） ATL・子宮頸部）

がん種別罹患率減少# 分野別アウトカム

房・喫煙関連がん）

データソース

1004 全国がん登録

3期

4-1

減少

がんの年齢調整罹患率# 最終アウトカム
がん罹患率

指標

データソース

1003 全国がん登録

3期

12月7日時点版（未定稿）

合、「検討中」と記載。具体的には、既存調査の見直しや厚労科研等での対応を検討している。想定される調査について（）内に記載。

・3期：第3期中間評価指標で採用されていた指標は当時の番号。新規の場
合、「新」。
・データソース：用いる調査等。既存のデータベースでは情報が取得できない場

・# : ロジックモデル内の便宜上の通し番号 ※現在は、指標一覧の通し番
号と異なるが、指標確定後に、最終的に指標一覧と同一の通し番号を付記予
定。

＜凡例＞

（国立がん研究センターがん対策研究所、大阪医科薬科大学伊藤ゆり等で原案を作成）

2022 年 12 月 7 日がん対策推進協議会資料 3（https://www.mhlw.go.jp/stf/newpage_29618.html）

参4

3期

データソース
補助金(循環器疾患・糖尿病等

厚生労働行政推進調査事業費

指標

がん種別罹患率減少
がん種別罹患率（胃・3-1 （胃・大腸・肺・女性乳 大腸・肺・女性乳房・喫 1004 全国がん登録# 分野別アウトカム

図１ がんの一次予防のロジックモデル

HTLV-1 感染率の減少

ヒトT細胞白血病ウイルス１型感
染率

指標

新

新

3期

新

3期

1013 厚生労働省調べ③妊娠中の喫煙をなくす

指標

1012 厚生労働科学研究班②未成年者の喫煙をなくす

B型・C型肝炎ウィルス陽
B型・C型肝炎ウイルス陽性者数
性者数の減少査受検率の増加# 中間アウトカム

2-13

2-12

B型・C型肝炎ウィルス検# 中間アウトカム

2-11# 中間アウトカム

2-11

2-10

1011 国民健康・栄養調査①成人の喫煙率の減少（喫煙をやめたい者がやめる）

厚生労働省調べ

厚生労働科学研究班

2-9

新
新

②未成年者の飲酒をなくすを飲酒している者の割合の減少

1016 国民健康・栄養調査②運動習慣者の割合の増加①生活習慣病のリスクを高める量

新1017 国民健康・栄養調査①日常生活における歩数の増加

国民健康・栄養調査

1019 国民健康・栄養調査②食塩摂取量の減少③妊娠中の飲酒をなくす

生活習慣の改善：

生活習慣の改善：
飲酒

生活習慣の改善：
身体活動・運動

生活習慣の改善：
栄養・食生活指標
3期 データソース①適正体重を維持している者の増
1018 国民健康・栄養調査
加

2-8

2-7

2-6

2-5

2-4

2-3

2-2

2-1

# 中間アウトカム

3期# 個別施策アウトプット指標

参考：健康日本21（第二次）の目標より

ロジックモデル（案）：#1 がん予防＜がんの１次予防＞

生活習慣について第４期がん対策推進基本計画

2

- 53 -

新新

指標設定無し（着実に検討を推進すること）

アウトプット指標ーーー

指針に基づかないがん検
指標設定無し（着実に診に係る効果検証の方検討を推進すること）
法について検討

組織型検診の構築に向
指標設定無し（着実にけた課題の整理と対応の検討を推進すること）
検討

-

-

ー

ー

ー

新

対策型検診の項目変更
指標設定無し（着実にに係るプロセスの明確化検討を推進すること）
についての検討

市区町村におけるがん検診の実施状況
調査

新ー

データソース

検討中（市区町村におけるがん検診の実施状況調査）検討中（厚生労働科学研究（仮））都道府県用チェック
リスト実施率調査

2-4 不利益の低減

データソース

新

新

1032

3期

地域保健・健康増進事業報告

地域保健・健康増進事業報告

地域保健・健康増進事業報告

データソース1031 国民生活基礎調査

3期

3-2

指標

検診がん種の進行がん罹 がん種別進行がん罹患
患率の減少率

検診がん種の早期がん割
がん種別早期がん割合
合の増加# 分野別アウトカム
3-1

新

新

3期

全国がん登録

全国がん登録データソース

4-2

がん種別年齢調整死亡率

指標

データソース

1004 全国がん登録1002 人口動態統計

3期*；上皮内がん除く。
※がん検診により子宮頸部・大腸の前がん病変を早期発見して治療介入すれば、子宮頸がん・大腸がんの罹患数が減少する。

がん罹患率（子宮頸・大 がん種別年齢調整罹患腸）*; 減少 ※率

検診がん種の死亡率減
少# 最終アウトカム
4-1

12月7日時点版（未定稿）（国立がん研究センターがん対策研究所、大阪医科薬科大学伊藤ゆり等で原案を作成）

2022 年 12 月 7 日がん対策推進協議会資料 3（https://www.mhlw.go.jp/stf/newpage_29618.html）

偽陽性割合

がん発見率

精検受診率

指標

検診受診率

図２ がんの二次予防のロジックモデル

2-3 がん発見率の向上# 中間アウトカム
2-2 精検受診率の向上

検討中（厚生労働科学研究（仮））以下、同じ。

データソース

労科研）

ヘルス全数調査または厚検討中（保険者データー

検討中（厚生労働
省）

検討中

ー

*特別区を含む。

# 中間アウトカム
2-1 受診率の向上

データソース指標

ロジックモデル（案）：#2 がん予防＜がんの２次予防（がん検診）＞

市区町村におけるがん検診の実施状況
調査

ー

3期

-

1-8

指針の遵守市町村数
指針に基づくがん検診の科学的根拠に基づいた
効果検証
指針に基づかないがん検
1-9
診の中止市町村数# 個別施策諸外国との経年的な比- 較調査を実施する仕組
みの検討

科学的根拠に基づくがん検診の実施について

等のわかりやすい情報提供国及び都道府県による、市町村での精密検査実

1-7 施医療機関リストの提供 実施市町村数

新新

実施都道府県数

支援保険者数

1-6 者に対する技術支援、産業保健総合センターを通じた事業者の産業保健スタッフに対する周知等）

職域における精度管理推進のための取組（保険県による指導・助言

1-5 市町村に対する都道府

精密検査受診率の低い

1-4 の活用による精度管理の# 個別施策
3期
アウトプット指標
レセプトやがん登録情報
市町村への支援数（特新別区を含む）
技術的支援

がん検診の精度管理等について

題の整理

1-3 続的な把握に向けた課指針に基づく検診の実施
率

ー

感染症まん延時等で提 施策を検討する段階のた供縮小した後にも速やか め、指標設定無し（着に検診行動を回復できる 実に検討を推進するこ準備等の対応検討と）職域での実施状況の継

新市町村及び検診実施期間における、がん検診の 普及啓発キャンペーンの
1-2 意義・必要性についての 実施状況（実施都道府
正しい理解の普及啓発、 県数）（仮）国による普及啓発-

新

科学的かつ効果的な受診勧奨策の推進、受診
1-1 者の立場に立ったがん検 受診勧奨実施市町村数
診を受診する上での利便性向上# 個別施策アウトプット指標
3期
がん検診受診率をより正 施策を検討する段階のた- 確かつ精緻に、個人単位 め、指標設定無し（着実ーに検討を推進すること）
で把握できるよう検討

受診率対策について

第４期がん対策推進基本計画

3

表１ がんの一次予防における健康格差の指標

研究協力者 伊藤ゆり（大阪医科薬科大学）①⽣活習慣の改善とそれを促す社会環境整備
個別施策

アウトプット指標

データソース

格差の計測

禁煙アドバイスの普及（診療・健診・検診・薬局等）

禁煙アドバイス実施件数の増加

労働安全衛⽣調査（実態調査）

企業規模、事業所所在地市区町村別地域指標（困窮事業所調査票度、⼈⼝集中度など）

社会医療診療⾏為別統計、NDB

実施機関所在地市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集

禁煙治療実施件数

中度など）
受動喫煙防⽌政策（改正健康増進法）の推進
運動しやすいまちづくり・環境整備

受動喫煙防⽌に取り組む企業数の増加（全⾯禁煙にしている 労働安全衛⽣調査（実態調査）

企業規模、事業所所在地市区町村別地域指標（困窮事業所の割合）度、⼈⼝集中度など）

事業所調査票

⾝体活動・運動を実施するための都市計画・都市施設を整備 区市町村を対象とした厚⽣労働省によ 市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中度など）する⾃治体数の増加

る調査を想定特定健康診査・特定保健指導の実施率の向上

NDB

企業規模、事業所所在地市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中度など）

がん予防に資する⾷環境づくり

⾷品中の⾷塩や脂肪の低減に取り組む⾷品企業数の増加など スマートライフプロジェクトに登録し 企業規模、事業所所在地市区町村別地域指標（困窮

飲酒対策

酒類業界における広告・宣伝に関する⾃主基準の違反率減少 公益社団法⼈アルコール健康医学協ている企業数など

度、⼈⼝集中度など）-

会・酒類の広告審査委員会
飲み放題を提供している飲⾷店の減少（把握⽅法検討）

都道府県別地域指標など

中間アウトカム指標

データソース

格差の計測

成⼈喫煙率の減少、禁煙試⾏者・成功者の増加

成⼈喫煙率、禁煙希望者割合・禁煙者割合等

国⺠健康・栄養調査

世帯所得別、教育歴、保険種別

未成年・妊産婦の喫煙率ゼロ

未成年喫煙率、妊産婦喫煙率

未成年の喫煙・飲酒状況に関する実態 都道府県別、市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中調査研究班、妊婦健康診査データ

度など）

受動喫煙の機会ゼロ

受動喫煙の機会を有する者の割合

国⺠健康・栄養調査

世帯所得別、教育歴、保険種別

ハイリスク飲酒者の減少

ハイリスク飲酒者の割合

国⺠健康・栄養調査

世帯所得別、教育歴、保険種別

未成年・妊産婦の飲酒ゼロ

未成年飲酒率、妊産婦飲酒率

未成年の喫煙・飲酒状況に関する実態 都道府県別、市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中調査研究班、妊婦健康診査データ

度など）

運動習慣のある者の増加と⽇常⽣活における歩数

運動習慣のある者の割合、⼀⽇の歩数

国⺠健康・栄養調査

世帯所得別、教育歴、保険種別

適正体重を維持している者の増加

適正体重を維持している者の割合、肥満・やせの割合

国⺠健康・栄養調査

世帯所得別、教育歴、保険種別

⾷⽣活の改善

⾷塩摂取量、野菜・果物摂取量・野菜・果物の摂取不⾜の者 国⺠健康・栄養調査

世帯所得別、教育歴、保険種別の割合
分野別アウトカム

指標

データソース

格差の計測

がん種別罹患率減少（胃・⼤腸・肺・⼥性乳房・喫煙関連

年齢調整罹患率

全国がん登録

市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中度など）

最終アウトカム指標

データソース

格差の計測

がん罹患減少年齢調整罹患率

全国がん登録

市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中度など）

がん死亡減少年齢調整死亡率

⼈⼝動態統計

市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中度など）

個別施策

アウトプット指標

データソース

格差の計測

B型・C型肝炎ウィルス検査と治療の普及啓発

実施数

肝炎検査受検状況実態把握事業

市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中度など）

HTLV-1 感染とスクリーニングの普及啓発

妊婦健康診査における実施数

妊婦健康診査データ

都道府県別、市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中

HPVワクチンの普及啓発

実施数（把握⽅法検討）

都道府県別地域指標など

中間アウトカム指標

データソース

格差の計測

B型・C型肝炎ウィルス感染率の減少

B型・C型肝炎ウイルス感染率

厚⽣労働科学研究班

都道府県別地域指標など

厚⽣労働科学研究班

都道府県別地域指標など

がん）②感染症対策度など）

B型・C型肝炎ウィルス検査受検率・フォローアップ率の増 B型・C型肝炎ウイルス検査受検率・フォローアップ率加
B型肝炎定期予防接種実施率の増加

B型肝炎定期予防接種実施率

地域保健・健康推進事業報告

市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中度など）

HTLV-1 感染率の減少

ヒトT細胞⽩⾎病ウイルス１型感染率

AMED研究班

都道府県別地域指標など

HPVワクチン接種率の増加

HPVワクチン接種率

地域保健・健康増進事業報告

市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中度など）

HPV感染率の減少

HPV感染率、CIN発⾒割合など

地域保健・健康増進事業報告、全国が 市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中度など）
ん登録など

分野別アウトカム

指標

データソース

格差の計測

がん種別罹患率減少（肝・ATL・⼦宮頸部）

年齢調整罹患率

全国がん登録

市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中度など）

最終アウトカム指標

データソース

格差の計測

がん罹患減少年齢調整罹患率

全国がん登録

市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中度など）

がん死亡減少年齢調整死亡率

⼈⼝動態統計

市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中度など）- 54 -

表２ がんの二次予防における健康格差の指標

研究協力者 伊藤ゆり（大阪医科薬科大学）①受診率対策について
個別施策

アウトプット指標

データソース

効果的な受診勧奨策の推進

受診勧奨実施⾃治体数（把握⽅法検討）

職域での受診率の継続的な把握

指針に基づく検診の実施率（把握⽅法検討；

格差の計測*1,*2
市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中度など）
保険者データヘル 保険種別

ス全数調査または厚⽣労働科学研究班など）
中間アウトカム指標

データソース

格差の計測

受診率の向上

検診受診率

国⺠⽣活基礎調査

保険種別、世帯収⼊別、教育歴別、職業・雇⽤形態別

個別施策

アウトプット指標

データソース

レセプトやがん登録情報の活⽤に係る技術的⽀援

市町村への⽀援数（把握⽅法検討；

精密検査受診率の低い市町村に対する都道府県による指実施都道府県数

都道府県⽤チェックリスト実施率調査 都道府県別地域指標など

実施保険者数（把握⽅法検討；②がん検診の精度管理等について格差の計測*
厚⽣労働科学研究 市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中度など）

班など）
導・助⾔
職域における精度管理向上のための保険者への技術的⽀援

厚⽣労働科学研究 保険種別

班など）
市町村での精密検査実施医療機関リストの提供

実施市町村数（把握⽅法検討；

市区町村における 市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中度など）

がん検診の実施状況調査）③科学的根拠に基づくがん検診の実施について
個別施策

アウトプット指標

データソース

対象年齢・検診間隔を含めた指針に基づくがん検診の完全遵守市町村数

市区町村におけるがん検診の実施状況 市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中度など）

遵守

格差の計測

調査

指針に基づかないがん検診の中⽌中⽌市町村数

市区町村におけるがん検診の実施状況 市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中度など）対策型検診の項⽬変更に係るプロセスの明確化と普及実装

研究実施数（把握⽅法検討）-

中間アウトカム指標

データソース

格差の計測

精検受診率no向上

精検受診率

地域保健・健康推進事業報告

市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中度など）

がん発⾒率の向上

がん発⾒率

地域保健・健康推進事業報告

市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中度など）

不利益の低減偽陽性割合

地域保健・健康推進事業報告

市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中度など）

分野別アウトカム

指標

データソース

格差の計測

検診がん種の早期がん割合の増加

がん種別早期割合

全国がん登録

市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中度など）

検診がん種の進⾏がん罹患率の減少

がん種別進⾏がん罹患率

全国がん登録

市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中度など）

最終アウトカム指標

データソース

格差の計測

検診がん種の死亡率減少

がん種別年齢調整死亡率*

⼈⼝動態統計

市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中度など）

がん罹患率（⼦宮頸・⼤腸）減少

がん種別年齢調整罹患率*

全国がん登録

市区町村別地域指標（困窮度、⼈⼝集中度など）

調査
研究の推進

*1 地域の困窮度はADI（Areal Deprivation Index）という地域の困窮度を⽰す指標（5分位）に基づく。
*2 ⼈⼝集中度は⼈⼝集中地区（DID：Densely Inhabited District: 4000⼈/㎢以上の⼈⼝密度） に居住する住⺠の割合（5分位）に基づく。

- 55 -

表３ 米国 Healthy People 2030 の喫煙関連指標の再構成プロセス（取組・対策）

アウトプット（⾏動・環境）

アウトカム（⽣活習慣等）

メディケイドの科学的根拠に基づく禁煙治療カ

医療提供者から禁煙アドバイスを受けた成⼈の成⼈の過去1年禁煙試⾏率の増加

バー率の増加割合の増加

Increase past-year attempts to quit smoking

Increase Medicaid coverage of evidence-

Increase the proportion of adults who getin adults ̶ TU-11

based treatment to help people quit using

advice to quit smoking from a health care

tobacco ̶ TU-16

provider ̶ TU-12【成⼈喫煙率関連】

禁煙カウンセリング・薬物治療を使う成⼈喫煙

成⼈の禁煙成功率の増加

者の割合の増加

Increase successful quit attempts in adults

Increase use of smoking cessation counseling

who smoke ̶ TU-14

and medication in adults who smoke ̶ TU13
成⼈のたばこ製品使⽤率の減少
Reduce current tobacco use in adults ̶ TU01
成⼈の喫煙率の減少
Reduce current cigarette smoking in adults ̶TU-02
成⼈の紙巻きたばこ、葉巻、パイプ使⽤率の減
少Reduce current cigarette, cigar, and pipe
smoking in adults ̶ TU-03【受動喫煙関連】
職場・飲⾷店での喫煙を禁⽌する州・地域の数

屋内禁煙の職場の割合の増加

⾮喫煙で受動喫煙を受けている者の割合の減少の増加

Increase the proportion of worksites with

Reduce the proportion of people who don't

Increase the number of states, territories, andpolicies that ban indoor smoking ̶ ECBP-

smoke but are exposed to secondhand smoke

DC that prohibit smoking in worksites,

D06

̶ TU-19

restaurants, and bars ̶ TU-17
集合住宅での喫煙を禁⽌する州・地域の数の増

禁煙の家庭の割合の増加

加

Increase the proportion of smoke-free homes

Increase the number of states, territories, and̶ TU-18

DC that prohibit smoking in multiunit housing
̶ TU-R01【未成年喫煙率関連】
喫煙販売可能年齢下限を21歳とする州・地域のたばこマーケティングに曝露している未成年者

未成年者および若年成⼈の紙巻きたばこ使⽤開

数の増加

の割合

始の撲滅

Increase the number of states, territories, andReduce the proportion of adolescents

Eliminate cigarette smoking initiation in

DC that raise the minimum age for tobacco

exposed to tobacco marketing ̶ TU-22

adolescents and young adults ̶ TU-10

sales to 21 years ̶ TU-23
未成年者のたばこ製品使⽤の減少
Reduce current tobacco use in adolescents ̶TU-04
未成年者の紙巻きたばこ喫煙率の減少
Reduce current cigarette smoking inadolescents ̶ TU-06
未成年者の電⼦たばこ使⽤の減少
Reduce current e-cigarette use inadolescents ̶ TU-05
未成年者のたばこ使⽤者における⾹り付きたば
こ製品使⽤の減少
Reduce current use of flavored tobacco
products in adolescents who use tobacco ̶
TU-09
未成年者の無煙たばこ使⽤者の割合の減少
Reduce current use of smokeless tobacco
products among adolescents ̶ TU-08
未成年者の葉巻使⽤者の割合の減少
Reduce current cigar smoking in adolescents
̶ TU-07【⺟⼦保健関連・全般】
平均たばこ税率の増加

⼩学校6年⽣⾼校3年⽣までに2つ以上の健康教

禁煙する妊婦の増加

Increase the national average tax on

育コースを必修とする学校の割合の増加

Increase abstinence from cigarette smoking

cigarettes ̶ TU-21

Increase the proportion of schools requiring

among pregnant women ̶ MICH-10

students to take at least 2 health education
courses from grade 6 to 12 ̶ AH-R06
地域レベルのたばこ対策を連邦法の専占として喫煙する妊婦の禁煙成功率の増加

無効としている州・地域の撲滅

Increase successful quit attempts in pregnant

Eliminate policies in states, territories, and DC

women who smoke ̶ TU-15

that preempt local tobacco control policies ̶
TU-20- 56 -

疾病アウトカム【がん】【呼吸器疾患】【循環器疾患】【糖尿病】

肺がん死亡率の減少

成⼈のCOPD死亡の減少【周産期】

冠動脈⼼疾患死亡の減少

年間に診断される糖尿病患者数の減少

Reduce the lung cancer death rate ̶ C-02

Reduce deaths from COPD in adults ̶ RD-

Reduce coronary heart disease deaths ̶

Reduce the number of diabetes cases05

HDS-02diagnosed yearly ̶ D-01

成⼈のCOPDによる救急搬送の減少

脳卒中死亡の減少

Reduce emergency department visits for

Reduce stroke deaths ̶ HDS-03

COPD in adults ̶ RD-06

COPDの⼊院の減少
Reduce hospitalizations for COPD ̶ RD-D04
5歳〜64歳の喘息⼊院の減少
Reduce hospitalizations for asthma in people
aged 5 to 64 years ̶ RD-D02
喘息死亡の減少
Reduce asthma deaths ̶ RD-01

喘息発作の減少
Reduce asthma attacks ̶ RD-04（再掲）5歳〜64歳の喘息⼊院の減少
Reduce hospitalizations for asthma in people
aged 5 to 64 years ̶ RD-D02

5歳未満の喘息による救急搬送の減少
Reduce emergency department visits forchildren under 5 years with asthma ̶ RD-02

5歳以上の喘息による救急搬送の増加
Reduce emergency department visits forpeople aged 5 years and over with asthma ̶RD-03

新⽣児死亡率の現状
Reduce the rate of infant deaths

早産の減少
Reduce preterm births ̶ MICH-07

Healthy People 2030 (https://health.gov/healthypeople)（注）Adolescent は一般的に「青少年」「思春期の若者」などと訳されるが、ここでは「未成年者」とした。米国では未成
年の定義は州によって異なる。WHO の定義では子どもと大人の間（10～19 歳）と定義されている（https://www.who.int/health-topics/adolescent-health#tab=tab_1）。

- 57 -

健康日本 21、がん対策推進基本計画の策定過程では、いずれも健康格差が大きな議題となＦ．健康危険情報なしっている。しかしながら、計画の指標の案には健康格差に関するものが十分に含まれていな

Ｇ．研究発表い。本研究では、がんの一次予防、二次予防に

１．論文発表おいて健康格差の指標の提案を行った。人口動

1) Tanaka, H., Tanaka, S., Togawa, K.,

態調査や全国がん登録など、悉皆性のある調査

Katanoda, K. Practical implications ofについては市区町村別のデータが入手可能な

the update to the 2015 Japan Standard

ため、地理的はく奪指標を用いることで健康格

Population: mortality archive from 1950

差の指標が定常的に算出可能である。ワクチン

to

接種率やがん検診の精検受診率率など市町村

Epidemiology,

事業での把握が可能な指標についても同様で

10.2188/jea.JE20220302.

ある。一方、喫煙率やがん検診受診率など、国of print.

民健康・栄養調査や国民生活基礎調査で把握し２．学会発表ている指標については、地域別集計に限界があ1) 田中宏和, 片野田耕太, 十川佳代, 小林廉

るため、各調査に含まれている収入、学歴など

毅. 死因ごとにみた教育歴別死亡率：国勢の社会経済指標別の集計を全国データで行う調査と人口動態統計のリンケージ分析

ことで健康格差の指標となりうる。国の健康日（2010-15 年）. 第 33 回日本疫学会学術総本 21 および都道府県計画の策定過程において、会, 2023 年 2 月，浜松.

2020

in

Japan.
2023

Journal

of

11.

doi:

Feb

Online ahead

各指標に対応する健康格差指標を提示していく必要がある。

Ｈ．知的財産権の出願・登録状況
１．特許取得Ｅ．結 論
がんの一次予防、二次予防について対策のロなし
２．実用新案登録

ジックモデルの構築および健康格差指標の提なし案を行った。がんの一次予防の最大の因子であ

３．その他

る喫煙について米国 Healthy People 2030 の指なし

標の再構成を行った。

- 58 -

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

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

について、前研究班の研究を継続・発展させ、

橋本 修二 藤田医科大学

次期プランの策定・実施・評価に向けて、算定

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

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

寿命について、健康日本 21（第二次）の最終

健康日本 21（第二次）において、健康寿命

評価と次期プランの立案で利用する指標と算定の延伸が主要な目標に、また、「日常生活に制方法を考慮して、標準とそれ以外の指標間と算限のない期間の平均」が健康寿命の主要な指標定方法間で指標値の比較を行った。すなわち、に位置づけられた。令和元〜３年度厚生労働行「日常生活に制限のない期間の平均」を標準の政推進調査事業「健康日本 21（第二次）の総指標とし、「自分が健康であると自覚している

合的評価と次期健康づくり運動に向けた研究班」 期間の平均」と「日常生活動作が自立している（前研究班）において、健康寿命について、算期間の平均」における 2010～2019 年の指標値

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

標準の算定方法とし、個々人の健康状態の測定

本研究班の分担研究課題「健康寿命の算定・対象を居宅者から入院・入所者へ拡大した算定

評価、関連要因に関する検討」では、健康寿命

方法、および、集団の指標値の計算での最終年- 59 -

齢階級を 85 歳以上から 95 歳以上へ変更した算比較した。

定方法における、2010～2019 年の「日常生活「日常生活に制限のない期間の平均」においに制限のない期間の平均」の指標値と推移につて、個々人の健康状態の測定対象として、標準

いて、標準の算定方法と比較した。

の算定方法での居宅者から入院・入所者へ拡大した算定方法、および、集団の指標値の計算でＢ．研究方法の最終年齢階級として、標準の算定方法での１．基礎資料85 歳以上から 95 歳以上へ変更した算定方法に基礎資料として、2010・2013・2016・2019
年の簡易生命表、国民生活基礎調査、介護保険
事業状況報告と介護サービス施設・事業所調査、

おける、2010～2019 年の指標値と推移を標準の算定方法のそれと比較した。
測定対象を変更した算定方法としては、不健

2008・2011・2014・2017・2020 年の患者調査、 康割合を居宅者、医療機関の入院者と介護保険
2010 年の国勢調査と 2013・2016・2019 年の推施設の在所者から計算した。不健康割合の分母

計人口とし、公表データと前研究班の集計結果

は総人口とした。医療機関の入院者と介護保険を利用した。

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

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

ついて、標準の算定方法を用いて、2010～2019

合を乗じて求めた。2010・2013・2016・2019

年の指標値を算定した。標準の算定方法として

年の医療機関の入院者数は、性・年齢階級ごと

は、まず、年齢階級ごとに、簡易生命表の定常に、2008・2011・2014・2017・2020 年の患者人口に（1－不健康割合）を乗じることにより、 調査の入院患者数から線型内挿法で求めた。介
健康な定常人口を求める。次いで、その年齢階

護保険施設（介護療養型医療施設を除く）の在級合計を生命表の生存数（10 万人）で除すこ

所者数は介護サービス施設・事業所調査から得とによって健康寿命を得るとともに、平均寿命た。ここで、介護療養型医療施設の在所者数をから健康寿命を引いて不健康寿命を得る。ここ除いたのは、患者調査の入院者数に含まれるたで、不健康割合としては、「日常生活に制限のめである。同調査の公表データでは、40～64ない期間の平均」では国民生活基礎調査の日常

歳の在所者数が５歳年齢階級別に細分されてい生活影響ありの割合、「自分が健康であると自なかったため、すべて 60～64 歳と仮定した。

覚している期間の平均」では同調査の自覚的健

なお、在所者全体での 40～64 歳の割合がきわ康のあまり良くないと良くないの割合、「日常

めて小さいため、この仮定による健康寿命の指

生活動作が自立している期間の平均」では要介

標値への影響はほとんどないと考えられる。一護度の要介護２～５の割合である。年齢階級は方、最終年齢階級を変更した算定方法としては、

0～4 歳、5～9 歳、・・・、85 歳以上である。

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

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

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

資料のみを用いるため、個人情報保護に関係する問題は生じない。

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

Ｃ．研究結果2019 年で直線的に低下し、2019 年で男性-0.49

表１に、2010～2019 年の「日常生活に制限

年と女性-0.71 年であった。「自分が健康であのない期間の平均」（標準の算定方法、測定対ると自覚していない期間の平均」では、2010

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

いない期間の平均」では、「日常生活に制限のでは健康寿命が男性 70.42～72.68 年と女性ある期間の平均」の低下傾向と異なり、2010

73.62～75.38 年と延伸し、不健康寿命が男性年との年次差は 2010～2019 年で上昇し、2019

9.22～8.73 年と女性 12.77～12.06 年と短縮し年で男性 0.03 年と女性 0.04 年であった。

た。他の 2 指標、変更した算定方法の指標値に

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

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

最終年齢階級を変更した算定方法では男性-

年において、「日常生活に制限のない期間の平0.05 年と女性-0.14 年であった。

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

更した算定方法によるものを示す。2010～2019

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

齢階級を変更した算定方法ともに、標準の算定

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

自覚している期間の平均」では、2010 年との

図６に、2010～2019 年の「日常生活に制限

年次差は 2010～2019 年で上昇したが、「日常のある期間の平均」における年次差について、生活に制限のない期間の平均」よりも上昇程度

標準の算定方法、測定対象と最終年齢階級を変が大きく、2019 年で男性 3.25 年と女性 3.15

更した算定方法によるものを示す。2010～2019年であった。「日常生活動作が自立している期

年の「日常生活に制限のある期間の平均」にお間の平均」では、2010 年との年次差は 2010～

いて、2010 年との年次差は測定対象と最終年

2019 年で上昇したが、「日常生活に制限のな

齢階級を変更した算定方法ともに、標準の算定

い期間の平均」よりも上昇程度が小さく、2019

方法とほぼ一致し、標準の算定方法との差が年で男性 1.74 年と女性 1.02 年であった。

0.1 年未満であった。

- 61 -

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

指標と算定方法

健康寿命（年）

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

男性 「日常生活に制限のない期間の平均」
標準の算定方法

70.42

71.19

72.14

72.68

9.22

9.01

8.84

8.73

測定対象を変更した算定方法

69.66

70.47

71.41

71.97

9.98

9.74

9.56

9.44

最終年齢階級を変更した算定方法

70.37

71.15

72.08

72.63

9.27

9.06

8.89

8.78

「自分が健康であると自覚している
期間の平均」

69.90

71.19

72.31

73.15

9.73

9.02

8.66

8.27

「日常生活動作が自立している期間
の平均」

78.17

78.72

79.47

79.91

1.47

1.49

1.51

1.50

標準の算定方法

73.62

74.21

74.79

75.38

12.77

12.40

12.34

12.06

測定対象を変更した算定方法

72.52

73.16

73.76

74.35

13.87

13.45

13.38

13.10

最終年齢階級を変更した算定方法

73.48

74.10

74.67

75.26

12.91

12.51

12.47

12.18

「自分が健康であると自覚している
期間の平均」

73.32

74.72

75.58

76.47

13.07

11.89

11.56

10.97

「日常生活動作が自立している期間
の平均」

83.16

83.37

83.84

84.18

3.23

3.24

3.29

3.27

女性 「日常生活に制限のない期間の平均」- 62 -

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

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

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

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

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

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

Ｄ．考 察

expectancy free of disability」の３つが用

まず、健康寿命の指標に係わる事項を議論いられているが、これらの指標の健康状態のしよう。「日常生活に制限のない期間の平概念は指標の名称の通り、前述の３指標のそ均」、「自分が健康であると自覚している期

れぞれに対応し、比較的類似している。健康間の平均」と「日常生活動作が自立している増進計画における３つの健康状態の概念の重期間の平均」の３指標は規定する健康状態の要性を反映したものと考えられる。以上より、概念が異なる。健康状態の概念としては、指次期プランの立案と実施では、健康日本 21標の名称の通り「日常生活に制限のない期間（第二次）と同様に、「日常生活に制限のなの平均」では日常生活全般（日常生活動作、い期間の平均」を健康寿命の主要な指標に、外出、仕事・家事・学業、運動など）の制限

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

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

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

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

本目標の１つと想定される。その立案と実施

次に、健康寿命の算定方法に係わる事項をにあたって、利用する健康寿命の指標を定め議論しよう。健康状態の個々人の測定法に係る必要がある。一般に、健康増進対策の目標

わる検討課題として、測定対象が挙げられる。

として、日常生活の制限なしが最も重要なも

国民生活基礎調査の対象は全国の世帯の世帯のと考えられる。また、日常生活の制限なし

員であり、また、「日常生活に制限のない期が客観的な健康状態の概念に対して、自分が間の平均」の標準の算定方法では居宅者（医健康であると自覚していることは主観的なも療機関の入院者と介護保険施設の在所者を除のであり、客観的なものを補足すると考えらく）のデータが利用されている。測定対象とれる。また、日常生活動作の自立は、これらしては、居宅者だけから、それに医療機関の２つの健康状態の基礎と考えられる。このよ

入院者と介護保険施設の在所者を加えること

うな視点については、健康日本 21（第二次）が考えられる。本検討では、「日常生活に制において、「日常生活に制限のない期間の平限のない期間の平均」において、測定対象を均」が健康寿命の主要な指標に、また、「自医療機関の入院者と介護保険施設の在所者に分が健康であると自覚している期間の平均」

拡大すると、健康寿命は短縮し、不健康寿命と「日常生活動作が自立している期間の平均」 は延伸した。この現象は入院者と在所者が日が補足する指標に位置づけられたことと対応

常生活に制限があるとみなされ、また、それするものと考えられる。また、米国の健康増を 仮 定 し て 算 定 し た た め で あ っ た 。 2010 ～進計画の Healthy People 2030 では、健康寿2019 年における健康寿命と不健康寿命の各年

命 の 指 標 と し て 「 life expectancy free of

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

影響は男性で 0.8 年程度と女性で 1.1 年程度

in good or better health 」 、 「 life

であり、かなり大きいことが確認された。一- 66 -

方、2010～2019 年における健康寿命と不健康

人口の超高齢化の状況を考慮すると最終年齢寿命の指標値の年次差に対して、測定対象の階級を 95 歳以上とすることが望ましいと考え変更による影響は男女とも 0.1 年未満ときわられる。一方、このような算定方法の改善は、

めて小さかった。これは、不健康状態の概念

算定に必要な情報内容を増やすことになり、規定が日常生活の制限ありのために、居宅者

新たな実際面の課題を生じさせることになる。

の不健康者数が比較的多く、一方、医療機関

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

2017 年と 2020 年の患者調査の情報から 2019

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

時期が１年程度遅くなる可能性がある。また、人口の超高齢化の状況からみて、85 歳以上を2019 年の介護サービス施設・事業所調査の情85～89 歳、90～94 歳、95 歳以上に細分し、最報から介護保険施設の在所者数を得たが、こ

終年齢階級を 95 歳以上に変更することが考えの統計には都道府県別の情報が含まれないたられる。本検討では、「日常生活に制限のな

め、都道府県の指標値が算定できない。同様

い期間の平均」において、最終年齢階級の 95に、2019 年の推計人口の情報から、85 歳以上歳以上への変更の影響は、2010～2019 年におを 85～89 歳、90～94 歳と 95 歳以上に細分しける健康寿命と不健康寿命の各年次の指標値

た総人口を得たが、この統計には都道府県のに対して 0.1 年前後と小さかった。これは、85 歳以上の細分した総人口が含まれないため、

2010～2019 年における生命表の定常人口と実都道府県の指標値が算定できない。都道府県

際の人口の間で、85～89 歳、90～94 歳と 95の健康寿命は、多くの都道府県で、健康日本

歳以上の構成割合がそれほど大きく異ならな

21（第二次）に伴う健康増進計画の目標達成

かったためであった。このように各年次の指の評価の基礎となっている。

標値への影響が小さかったことから、2010～

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

本 21（第二次）と同様に、健康寿命の延伸を

値の年次差に対して、最終年齢階級の変更に

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

康寿命の年次差に基づいている。その年次差

際面の課題からみて、健康日本 21（第二次）

に対して、測定対象と最終年齢階級の変更にでの算定方法をそのまま利用することが適切よる影響は 0.1 年未満ときわめて小さかったと考えられる。

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

強化していくことが重要であろう。「日常生理論面からみると、「日常生活に制限のな

活に制限のない期間の平均」の算定方法は、

い期間の平均」の算定方法では、測定対象を算定に必要な情報内容の増加に伴う実際面の全集団に近づけるために医療機関の入院者と課題が解消され、よりよい方向に改善される

介護保険施設の在所者を加えること、および、 ことが期待される。また、「日常生活に制限- 67 -

のない期間の平均」以外に、「自分が健康であると自覚している期間の平均」、「日常生

Ｆ．健康危険情報なし

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

Ｇ．研究発表用性と適切性の検討が進められ、健康寿命の１．論文発表利用場面に応じて、よりよい指標の適用が図1) 橋本修二, 川戸美由紀. 健康寿命の指標られることが望まれる。

とその特徴：定義, 算定方法と最近の動向．保健医療科学 2022;71(5):408-15.

Ｅ．結 論「自分が健康であると自覚している期間の２．学会発表なし

平均」と「日常生活動作が自立している期間の平均」は「日常生活に制限のない期間の平Ｈ．知的財産権の出願・登録状況

均」と比べて、2010 年の指標値と 2010～2019

１．特許取得年の推移傾向に違いがみられ、概念的のみななし

らず、実際的に大きく異なると確認された。

２．実用新案登録

2010～2019 年の「日常生活に制限のない期間なしの平均」では、測定対象の変更（居宅者から

３．その他

入院・入所者への拡大）に伴ってかなり指標なし

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

- 68 -

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

休養に関する数値目標と施策の提案－次期健康づくり運動プランにおける「睡眠休養感」および「睡眠時間」の数値目標－
研究分担者 栗山健一 国立精神・神経医療研究センター 精神保健研究所
睡眠・覚醒障害研究部・部長
研究要旨
国民の健康増進に寄与する休養目標として睡眠の質に関する指標である「睡眠休養感」が用いられてきたが、次期健康づくり運動プランにおける「睡眠休養感」の具体的数値目標に加え「睡眠時間」に関する数値目標を検討する。
１）「睡眠休養感」指標の具体的数値目標の検討
20 歳以上 59 歳以下の世代と、60 歳以上の世代では睡眠により休養感がある者の割合に顕著な差を認めた。このため、二世代に分けて、各々の目標値を設定することが妥当であると考えた。20～59 歳においては平成 30 年度の 70.4％から平成 21 年度の水準まで回復させることを目標とし、75％を具体的数値目標とすることを推奨する。60 歳以上においては、平成 30 年度の 86.8％から平成 21
年度の水準まで回復させることを目標とし、90％を具体的数値目標とすることを推奨する。
２）「睡眠時間」指標の具体的数値目標の検討
20 歳以上 59 歳以下で睡眠時間が５時間未満の者が増加傾向、60 歳以上では睡眠時間が８時間以
上の者が減少傾向にあった。20 歳～59 歳では、短時間睡眠の是正が健康増進に寄与することから、６時間以上９時間未満を「十分な睡眠時間」と設定するのが妥当と考えた。これに対し、60 歳以上
では、過剰な床上時間の是正が健康増進に寄与することから、６時間以上８時間未満を「十分な睡眠時間」と設定するのが妥当と考えた。上記定義における十分な睡眠時間を確保できている者の割合は、20 歳～59 歳で減少傾向、60 歳以上ではほぼ横ばいの推移を示した。このため、20 歳～59 歳
では平成 21 年度の水準まで回復させること、60 歳以上では長時間臥床を避けるという新たな視点を加え、より改善させることを目標とするのが妥当と考えた。これにより、全ての世代で十分な睡眠時間が確保できている者の割合が 60％以上を達成することを推奨する。
Ａ．研究目的し、睡眠時間とは独立した、身体的休養効果を

睡眠は生理学的に重要な休養行動であり、慢反映する評価指標として慣習的に用いられて性的な睡眠不足のみならず睡眠充足感の不全いる主観的指標である。近年、我々は「睡眠休は、生活習慣病をはじめとした様々な疾患の発養感」の低下が将来の総死亡リスク上昇に関連

病・悪化因子となる

1-6。厚生労働省による国民することを、米国の 40〜89 歳の地域住民 6441の健康増進の総合的推進方針である健康日本名を対象とした縦断コホート調査である Sleep21（第二次）においても、睡眠を休養行動の柱Heart Health Study（SHHS）7 データを用いて明と位置づけ、「睡眠休養感」を指標とした睡眠らかにした 8。PSG 実施翌朝に聴取した「睡眠休健康の増進を図っている。

養感」と、在宅 PSG により測定した総睡眠時間「睡眠休養感」は睡眠の質の一側面を反映（total sleep time: TST）および床上時間- 69 -

（time in bed: TIB）と追跡期間中の総死亡イさせる。これは、中年世代においては慢性的なベントとの関連を、年齢、性別、人種、BMI、基睡眠不足傾向を反映し、休養感の担保された十礎疾患、睡眠障害、抗うつ薬・ベンゾジアゼピ

分量の睡眠をとる必要性を示している。これにン使用等を共変量としコックス比例ハザード

対し高齢世代（65 歳以上）では、長く臥床（8モデルを用いて解析したところ、中年群（40 歳

時間以上）しているにもかかわらず休養感が乏―64 歳）では睡眠休養感のない短い TST は総死

しい場合、総死亡を増加させることが明らかに

亡リスク増加と関連する一方（調整ハザード比された。これらの結果は、睡眠に対する生理的1.66、95%信頼区間 1.05–2.63）、睡眠休養感の需要を超えた過剰な臥床がかえって睡眠休養ある長い TST は総死亡リスク低下と関連した感の低下をもたらすのみならず、睡眠による休（調整ハザード比 0.45、95%信頼区間 0.24–

養効果を減弱することを示唆している。これら0.82）。高齢群（65 歳以上）では、睡眠休養感

より、中年世代と高齢世代の間で睡眠時間におのない長い TIB（調整ハザード比 1.52、95%信頼

ける推奨指針は異なるが、睡眠休養感は、世代

区間 1.19–1.95）、および睡眠休養感のある短によらず一貫した（強固な）主観的睡眠指標で

い TIB（調整ハザード比 1.28、95%信頼区間 1.01–あるとともに、しばし不正確になりがちな睡眠1.62）はいずれも総死亡リスク増加と関連した時間及び臥床時間を補填する、主たる睡眠健康8指標としての価値を示している。

。
他方で、欧米では睡眠健康の指標として睡眠本研究の目的は「睡眠休養感」および「睡眠時間長が多く採用されている。諸外国の疫学調

時間」の数値目標を示すことである。このため、査により、睡眠時間長と健康アウトカムとの関本邦で毎年継続的に実施されている「国民健康連性が指摘されており、成人において７時間の栄養調査」を用い、現在の国民の睡眠状況を調睡眠時間長を低点とし、これより短くても長く査するとともに、前述の科学的知見に基づく健ても、高血圧、脂質代謝異常、糖尿病等の生活康増進に資する「睡眠休養感」、「睡眠時間」

習慣病やうつ病の発症率が高くなり、さらにはにおける数値目標を検討する。

全死亡率も同様の分布を示すことが示されている 9。さらに、健康維持に必要な睡眠時間長には個人差があり、年代によっても必要な睡眠10Ｂ．研究方法平成 21（2009）年度以降で、①「ここ１ヶ月

時間長が異なることが指摘されている 。特に、間、あなたは睡眠で休養が充分とれています

不眠症の発症契機には、加齢に伴う睡眠時間長か。あてはまる番号を１つ選んで○印をつけての短縮と、長時間の臥床とのミスマッチが関わ下さい。」および、②「ここ１ヶ月間、あなた

11

ることが指摘されているため 、臥床時間を延の１日の平均睡眠時間はどのくらいでしたか。

長させることがかえって睡眠障害を悪化させあてはまる番号を１つ選んで○印をつけて下る危険性も推測される。

さい。」の両質問項目を設けた年度を抽出し、前述の SHHS データを用いた研究結果から 8、

平成 21 年度、平成 26 年度、平成 29 年度、平成

睡眠時間、床上時間、および睡眠休養感と総死

30 年度を検討年度とした。なお、睡眠時間に関亡リスクの関係は中年世代と高齢世代の間でしては、平成 30 年度のデータが他年度と大き異なっており、中年世代（40 歳以上 64 歳以下）

く乖離することから（後述）、代わりに令和元

では、７時間以上の睡眠時間を確保することは年度のデータを使用した。

総死亡を減らすことが示唆された。さらに、「睡

データソースは、厚生労働省ホームページ

眠休養感」を同時に考慮すると、休養感のある（ https://www.mhlw.go.jp/bunya/kenkou/ken

十分な長さの睡眠時間が総死亡リスクを低下

kou_eiyou_chousa.html）に掲載されている、政- 70 -

府統計の窓口（e-stat）よりエクセル形式で集Ｃ．研究結果計された統計表をダウンロードして使用した。

１）「睡眠休養感」指標の具体的目標値
睡眠で休養がとれている者の割合は、平成 21

１）睡眠休養感
全ての年度において、「ここ１ヶ月間、あな

年度が 81.6％、平成 26 年度が 80.0％、平成 29
年度が 79.8％、
平成 30 年度が 78.3％であった。

たは睡眠で休養が充分とれていますか。あてはまる番号を１つ選んで○印をつけて下さい。」の設問に対し、1. 充分とれている、2. まあま
あとれている、3. あまりとれていない、4. まったくとれていない、の４つの選択枝から選択する形式となっている。このため、1 および 2を選択した者を、休養が十分に取れている者として集計した。
２）睡眠時間全ての年度において、「ここ１ヶ月間、あな

年代別にみると、20 歳代、30 歳代、40 歳代、たの１日の平均睡眠時間はどのくらいでした

50 歳代に比べ、60 歳代および 70 歳以降で明らか。あてはまる番号を１つ選んで○印をつけてかに、睡眠で休養がとれている者の割合が高い下さい。」の設問に対し、1. ５時間未満、2. ５

傾向が認められた（図１）。また、年度が進む

時間以上６時間未満、3. ６時間以上７時間未につれ徐々に睡眠で休養がとれている者の割満、4. ７時間以上８時間未満、5. ８時間以上合が減少する傾向が認められた。このため、20９時間未満、6. ９時間以上、の６つの選択枝か歳から 59 歳と、60 歳以上に分け、睡眠で休養ら選択する形式となっている。このうち、3 おがとれている者の割合を算出した（図２）。

よび 4 を選択した者（睡眠時間が 6 時間以上 8
時間未満の者）を、十分な睡眠時間が確保できている者として集計した。なお、20 歳代から 50
歳代においては、それ以降の高齢世代よりも生理的に必要な睡眠時間が長いことから、選択枝
5 を選択した者（睡眠時間が８時間以上９時間未満のの者）も十分な睡眠時間が確保できている者に含めて検討した。
（倫理面への配慮）
本研究に含まれるすべての研究計画は、文部科学省・厚生労働省の「疫学研究に関する倫理

20 歳～59 歳では、
平成 21 年度から平成 30 年

指針」「人を対象とする医学系研究に関する倫度にかけて、睡眠で休養がとれている者の割合

理指針」に基づいて実施された。既存の調査デは 74.9％から 70.4％に減少し、60 歳以上では、

ータを利用した研究に関しては、個人情報を含平成 21 年度から平成 30 年度にかけて、睡眠でまれないデータベースを使用し、各研究施設倫

休養がとれている者の割合は 90.4％から 86.8

理委員会で倫理審査を受け、承認を得た上で実％に減少していた（図２）。

施された。
- 71 -

２）「睡眠時間」指標の具体的目標値

20 歳～59 歳では、睡眠時間が十分に確保で代表値として平成 21 年度の年代ごとの各睡きている者の割合が年々減少する傾向を認め、眠時間別分布割合を図３に示す。
20 歳代から 50

60 歳以上ではほぼ横ばいであった（図４）。

歳代までは、８時間以上の睡眠時間を確保できている者の割合が極めて少ないが、60 歳以上より徐々に増加傾向を示し、70 歳以上で著増する
（図３）。

Ｄ．考 察
１）「睡眠休養感」指標の具体的目標値
平成 21（2009）年度以降の国民健康・栄養調査によると、20 歳以上 59 歳以下の世代と、60歳以上の世代では睡眠により休養感がある者の割合に顕著な差があり、年々減少傾向が認められている。このため、これら二世代に分けて、各々の目標値を設定することが妥当であると
さらに、睡眠時間別分布の年次推移を表１に考えた。健康日本 21（第三次）の計画期間であ示す。平成 30 年度のみ睡眠時間を十分確保でる令和６（2024）年度から令和 17（2035）年度

きている者の割合が著しく低く、他の年度と明までの 12 年間における国民の睡眠健康を増進

らかに異なる傾向を示している。この原因は明する目標としては、平成 21（2009）年より減少

らかではないが、将来の目標値を検討する上でした睡眠休養感を回復させることが妥当であ

平成 30 年度の値を参考にするのは適切ではなると考え、このために 20～59 歳においては平いと考え、令和元年度のデータを代替値として

成 30 年度の 70.4％から平成 21 年度の 74.9％用いることとした。

まで改善させることを主眼に置き、75％を具体的数値目標とすることを推奨する。同様に、60

表１：年度・年代別の睡眠時間が十分に確保できている者の割合（％）
６時間以上
8 時間未満

６時間以上 9 時間未満
20 歳〜
29 歳

30 歳〜
39 歳

40 歳〜
49 歳

50 歳〜
59 歳

60 歳〜
69 歳

H21 年

57.74

59.2

57.19

63.39

58.4

52.1

H26 年

56.78

60.92

52.2

54.93

59.17

49.59

H29 年

57.46

58.65

48.98

51.27

55.71

55.01

H30 年

23.86

24.48

19.41

16.75

26.02

38.11

R 元年

61.12

57.43

52.01

47.76

57.62

54.52

(%)

70 歳
以上

歳以上においては、それ以下の世代より高水準であることも鑑み、平成 30 年度の 86.8％から
平成 21 年度の 90.4％まで改善させることを主眼に置き、90％を具体的数値目標とすることを推奨する。これらが達成された場合、大よそ全
年代での目標値は 80％程度になると推測される。
２）「睡眠時間」指標の具体的目標値
平成 21（2009）年以降の国民健康・栄養調査- 72 -

によると、20 歳以上 59 歳以下で睡眠時間が５加齢のため必要な睡眠時間が短縮するに伴時間未満の者が増加傾向、60 歳以上では睡眠時い、必要睡眠時間と臥床時間とのミスマッチが間が８時間以上の者が減少傾向にある（図５）。

生じるケースが多いことが示されており 11、臥これらの集団をさらに減少させることが睡眠

床時間過剰が総死亡リスクとなる背景にこの健康増進に重要である。

ことが潜んでいる可能性が窺える。PSG 翌朝に聴取した主観的睡眠時間と、PSG で計測した客
観的睡眠時間の比で示される睡眠時間の主客比と総死亡の関係を検討した結果、高い主客比が総死亡リスク増加と関連することが示されている 15。
今後、客観的な睡眠時間長・床上時間長をモ
ニタリングする技術を確立し、睡眠健康指標として活用することができれば、国民の睡眠健康をさらに増進することが可能であると思われる。

20 歳～59 歳の世代では、短時間睡眠の是正
が健康増進に寄与するが、他方で長すぎる睡眠Ｅ．結 論

も健康阻害因子となり得る 12 ことから、年齢相13本研究で得られた、「睡眠休養感」および「睡応の生理的な睡眠必要量 を勘案して、６時間

眠時間」の数値目標を、次期健康づくり運動プ

以上９時間未満を「十分な睡眠時間」と設定す

ランに活用することにより、国民の健康増進をるのが妥当と考える。これに対し、60 歳以上の友好的・効率的に推進することが可能になると世代では、過剰な床上時間の是正が健康増進に思われる。

寄与するが、短すぎる睡眠も健康阻害因子となり得る 14 ことから、年齢相応の生理的な睡眠必13

要量 を勘案して、６時間以上８時間未満を
「十

参考文献
1.

Häusler N, Heinzer R, Haba-Rubio J,

分な睡眠時間」と設定するのが妥当と考える。

Marques-Vidal P. Does sleep affect weight

なお、十分な睡眠時間については、年齢や労働

gain?

時間、個人差が影響するため、今後、より詳細

polysomnography

な評価・分析が必要と思われる。

population-based cohort study (CoLaus/
HypnoLaus).

上記定義における十分な睡眠時間を確保で

subjective

sleep

and

in

a

measuresSleep.

2019;42(6).

doi:

10.1093/sleep/zsz077.

きている者の割合は、20 歳以上 59 歳以下の世代で減少傾向、60 歳以上の世代ではほぼ横ばい

Assessing

2.

Wang D, Zhou Y, Guo Y, Zhang R, Li W, Heの推移を示している。このため、20 歳以上 59 歳

M, et al. The effect of sleep duration and以下では平成 21（2009）年より減少した分を回

sleep quality on hypertension in middle-

復させること、60 歳以上では長時間臥床の是正

aged and older Chinese: the Dongfeng-という視点も踏まえさらに増加させることを

Tongji Cohort Study. Sleep Med. 2017;40:

目標とするのが妥当と考えた。これにより、い78-83. Epub 20171012. doi: 10.1016/j.sleep.

ずれの世代でも十分な睡眠時間が確保できて

2017.09.024.

いる者の割合が 60％以上を達成することが妥
当性の高い具体的数値目標と考える。

3.

Reutrakul

S,

Van

CauterE.

Sleep

influences on obesity, insulin resistance,- 73 -

and risk of type 2 diabetes. Metabolism.
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4.

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outcomes: A systematic review, meta-

retrospectiveJ

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older

men.

Sleep

Vitiello

MV.

MA,

Guilleminault

inC,

Carskadon

Redline S, Cawthon PM, Paudel ML, et al.

Meta-

duration and risk of incident cardio-

14. Itani O, Jike M, Watanabe N, Kaneita Y.

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Short sleep duration and health outcomes:

Sleep

Sleep.

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15. Utsumi T, Yoshiike T, Kaneita Y, Aritake-

Saitoh K, Otsuki R, Aritake-Okada S,

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SuzukiMortality

Otsuki R, Shigeta M, Suzuki M, Kuriyama

associated with nonrestorative short sleep

K. The association between subjective-

orinobjective discrepancies in sleep duration

middle-aged and older adults. Sci Rep.

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2022;12(1):18650. doi: 10.1038/s41598-022-

03997-z.

22065-8.

M,

Kuriyama

nonrestorative

long

K.

time-in-bed

Shen X, Wu Y, Zhang D. Nighttime sleep
duration, 24-hour sleep duration and risk of
all-cause mortality among adults: a meta-

Ｆ．健康危険情報なし

analysis of prospective cohort studies. Sci- 74 -

Ｇ．研究発表

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１．論文発表in Japan. Front Psychiatry. 2022;13:

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3. Takaesu Y, Suzuki M, Moline M, PinnerHeat Dissipation From Distal Skin in

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Psychiatry. 2022;13:844958. doi: 10.3389/

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following

long-termoflemborexant
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9. Tsuru A, Matsui K, Kimura A, Yoshiike T,

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5. Hazumi M, Matsui K, Tsuru A, Otsuki R,

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10. Saitoh K, Yoshiike T, Kaneko Y, Utsumi

Kuriyama

K.

RelationshipbetweenT, Matsui K, Nagao K, Otsuki R, Aritake-

COVID-19-specific occupational stressors

Okada S, Kadotani H, Kuriyama K,

and mental distress in frontline and non-Suzuki M. Associations of nonrestorative

frontline staff. Heliyon. 2022;8(8):e10310.

sleep and insomnia symptoms withdoi: 10.1016/j.heliyon.2022.e10310.

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6. Otsuki R, Matsui K, Yoshiike T, Nagao K,

years: Longitudinal results from the

Utsumi T, Tsuru A, Ayabe N, Hazumi M,

Hispanic

Community

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Fukumizu M, Kuriyama K. Decrease in

Study of Latinos and Sueño Ancillary

Social Zeitgebers Is Associated With

Study. Depress Anxiety. 2022;39(5):419-

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- 75 -

11. 吉池卓也，栗山健一．死別のニューロサイ

る睡眠障害、環境・行動要因．日本睡眠学

エンス．精神医学，64(12): 1605-1611, 2022.

会第 47 回定期学術集会，2022 年 7 月 1 日

12. 栗山健一．特集にあたって．（企画）特集

ウェスティン都ホテル京都

精神・神経疾患に併存する過眠の背景病態

2. 栗山健一、間中健介. 経済損失を考慮したと治療マネジメント．精神医学，64(10)：

睡眠健康診査の必要性．日本睡眠学会第 471307，2022．

回定期学術集会，2022 年 6 月 30 日 ウェ

13. 内海智博、栗山健一．5 記憶の固定と情報処理における睡眠の役割 特集「認知症とスティン都ホテル京都
3. 河村 葵、栗山 健一. 女性ホルモンと睡眠

睡眠」．Progress in Medicine，42(10): 33-

問題.

39, 2022.

眠学会第 47 回定期学術集会，2022 年 6 月

14. 栗山健一．6 夜型生活/昼夜逆転にどう対処

性ホルモンと睡眠・健康. 日本睡

30 日 ウェスティン都ホテル京都

特集 睡眠―覚醒障害 ～レジデン

4. 内海智博、吉池卓也、有竹清夏、松井健太

トが知っておきたい診断や治療のコツ～．

郎、河村葵、長尾賢太朗、都留あゆみ、大精神科 Resident，3(3): 40-43, 2022.

槻怜、伊豆原宗人、篠崎未生、綾部直子、

15. 松井健太郎、都留あゆみ、栗山健一．睡眠

羽澄恵、斎藤かおり、鈴木正泰、栗山健一．

するか

特集/睡眠障害へのアプロ

Association between Sleep Sufficiency

ーチ最前線. 「臨床と研究」，99(9): 43-48,

and Circadian Activity Rhythms in

2022.

Community Older Men. 地域高齢男性に関連運動障害16. 河村葵、栗山健一．不眠症と加齢・性差.

おける睡眠充足度と概日活動リズムの関連．

「不眠症」研究・診療の最前線．週刊医学第 29 回日本時間生物学会学術大会，2022のあゆみ，281(10): 941-947, 2022.

年 12 月 3－4 日，宇都宮大学峰キャンバス

17. 伊豆原宗人、栗山健一．薬剤性不眠とその5. 内海智博、吉池卓也、有竹清夏、松井健太

周辺. 「不眠症」研究・診療の最前線．週郎、河村葵、長尾賢太朗、都留あゆみ、大刊医学のあゆみ，281(10): 979-985, 2022.

槻怜、伊豆原宗人、篠崎未生、綾部直子、

18. 内海智博、栗山健一．自殺と不眠. 「不眠羽澄恵、斎藤かおり、鈴木正泰、栗山健一．

症」研究・診療の最前線 週刊医学のあゆみ

地域高齢男性における概日活動リズムと睡281(10): 1007-1013, 2022.

眠充足度の関連．BPCNPNPPP4 学会合同

19. 栗山健一．在宅睡眠脳機能評価のウェアラ

年会，2022 年 11 月 4－6 日 都市センタ

ブルシステムと将来像，特集 ウェアラブル

ーホテルシェーンバッハ・サボー（東京）診断システムとしての簡易睡眠検査を再考

6. 内海智博, 吉池卓也, 有竹清夏, 松井健太

する. 睡眠医療，16(1): 37-43, 2022.

郎, 河村葵, 長尾賢太朗, 都留あゆみ, 大

20. 栗山健一．特集にあたって．特集 精神神経

槻怜, 綾部直子, 羽澄恵, 斎藤かおり, 鈴

疾患の治療と QOL. 精神医学，64(3)：253，

木正泰, 栗山健一. ピッツバーグ睡眠質問

2022．

票の基本構造と構成要因の同定．第 118 回

21. 栗山健一．良質な睡眠とは：睡眠の量と質．
特 集 皮 膚 科 医 が 学 ぶ 睡 眠 医 学 . Visual
Dermatology，21(3): 242-244, 2022.

日本精神神経学会学術総会, 福岡国際会議場, 2022.6.16-18.
7. 内海智博, 吉池卓也, 有竹（岡田）清夏, 松井健太郎, 長尾賢太朗, 都留あゆみ, 大槻

２．学会発表怜, 綾部直子, 羽澄恵, 斎藤かおり, 鈴木

1. 栗山健一、兼板佳孝. 睡眠休養感と関連す

正泰, 栗山健一. 高齢男性における睡眠時- 76 -

間の主観-客観乖離と総死亡の関連解析．日
本睡眠学会第 47 回定期学術集会, ウェス
ティン都ホテル京都, 2022.6.30-7.1.

9. 栗山健一. 睡眠は「休養感」が鍵 東奥日報
2022 年 5 月 16 日 日刊
10. 栗山健一. 睡眠時の休養感

健康の鍵に

信濃毎日新聞 2022 年 5 月 12 日 日刊
11. 栗山健一. 休養感ある睡眠で健康維持

３．報道・その他
1. 栗山健一. 睡眠は「休養感」が鍵 お年寄りの長寝に注意 47NEWS

2022 年 5 月

31 日 デジタル
神戸新聞

2022 年 5月 23 日 朝刊

12. 栗山健一. 睡眠は「休養感」が鍵 佐賀新聞
13. 栗山健一. 睡眠は「休養感」が鍵 長崎新聞
2022 年 5 月 10 日 日刊
14. 栗山健一. 睡眠は「休養感」が鍵 北日本新3. 栗山健一. 睡眠は「休養感」が鍵 お年寄りの長寝に注意分合同新聞 2022 年 5 月 12 日 日刊
2022 年 5 月 11 日 日刊

2. 栗山健一. 夜の睡眠「休養感」が鍵 死亡リ
スク影響の可能性

大山陰中央新報2022 年 5月 19 日 日刊

聞 2022 年 5 月 10 日 日刊
15. 栗山健一. 睡眠は「休養感」が鍵 高齢者、
長寝は悪影響も4. 栗山健一. 睡眠は休養感が鍵

お年寄り、

長寝に注意 徳島新聞 2022 年 5 月 19 日

秋田魁新報

2022 年 5

月 7 日 日刊
16. 栗山健一. 睡眠は「休養感」が鍵に 千葉日報 2022 年 5 月 6 日 日刊

日刊
5. 栗山健一. 睡眠は「休養感」が鍵 高齢者は17. 栗山健一. 睡眠で重要なことは「休養感」

長寝に注意 中部経済新聞 2022 年 5 月

高齢者で死亡リスク左右19 日 日刊

2022 年 5 月 5 日 デジタル

京都新聞

6. 栗山健一. 睡眠は「休養感」が鍵 高齢者は長寝に注意 北海道新聞 2022 年 5 月 18
H．知的財産権の出願・登録状況

日 日刊
7. 栗山健一. 睡眠の「休養感」健康指示の鍵

1. 特許取得

静岡新聞 2022 年 5 月 17 日 夕刊なし

8. 栗山健一. 65 歳以上、必要以上の長寝はリ
スク

睡眠

鍵は休養感

2022 年 5 月 17 日 朝刊

山陽新聞

2. 実用新案登録
なし
3.その他
なし

- 77 -

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

高齢者の健康に関する数値目標と施策の提案
研究分担者 近藤 克則 千葉大学 予防医学センター 社会予防医学研究部門・教授
研究要旨
本分担研究では、「健康日本 21（第３次）」における高齢者の健康および社会的健康に関する目標
指標と施策について、その根拠を示しつつ、提案することを目的とした。
方法としては、昨年度作成した高齢者の健康分野におけるロジックモデルを元に、１）それに基づき、利用可能な指標について入手可能性や妥当性の観点から検討するとともに、２）日本老年学的評価研究（Japan Gerontological Evaluation Study，JAGES）のデータ等を用い、建造環境や高齢者の健康との関係を分析し、３）目標指標と施策を提案した。
その結果、ロジックモデルを元に、１）入手可能性や妥当性の観点から高齢者の健康分野における課題などが明らかとなり、２）実証分析の結果、近隣の良好な建造環境に住む高齢者はフレイル
リスクが低いこと、社会生活をしている高齢者が多い都道府県は自殺率が低いことなどを明らかにし）次期プランにおける指標（案）として、社会環境の質の向上（地域のつながりの強化、社会活動に参加している者の割合など）、自然に環境になれる環境づくりを提案した。
Ａ．研究目的

加えて、２）日本老年学的評価研究（Japan

本分担研究では、本分担研究では、昨年度作

Gerontological Evaluation Study，JAGES）が成した高齢者の健康分野のロジックモデル（図蓄積してきたデータや公表されている公的デ１）に基づき、「健康日本 21（第３次）」におけータを活用して、高齢者の建造環境や社会生活る高齢者の健康および社会的健康に関する目

状況と健康との関連を検討し、３）目標指標や標指標と施策について、その根拠を示しつつ、施策を提案した。

提案することを目的とした。
（倫理面への配慮）
Ｂ．研究方法本研究の実施にあたっては、千葉大学、日本

高齢者の健康分野におけるロジックモデル

老年学的評価研究機構ならびに国立長寿医療（図１）で提案された第１層（生活習慣等の改研究センターの研究倫理審査委員会の承認を善）、第２層（危険因子・基礎的病態の低減）、

受けて実施した。

第３層（要介護状態への移行抑制・認知症の発症予防や進行抑制・幸福感やメンタルヘルス低Ｃ．研究結果下の予防）３つの階層構造における各指標につ１）指標の入手可能性や妥当性の検討

いて、１）指標の妥当性や入手可能性について

高齢者の健康分野におけるロジックモデル（図検討した。他の分担研究者との重複を考慮し、１）に掲げられた指標のうち、Ｄ（生活習慣病

Ａ～Ｊの 10 の指標のうち、Ｄ（生活習慣病の有の有病者割合の減少）、Ｇ（うつの発症や進行の病者割合の減少）、Ｇ（うつの発症や進行の抑制） 抑制）を除く、８指標について妥当性や入手可
を除く、８指標について検討した。

能性の観点から検討した。

- 78 -

⾼齢者の健康分野のロジックモデル
第3段＜要介護状態への移⾏抑制・認知症の発症予防や進⾏抑制・幸福感やメンタルヘルス低下の予防＞

A

要介護状態への移⾏抑制

B認知症の発症や進⾏の抑制

4つの危険因⼦・基礎的病態の低減達成した場合

第2段＜危険因⼦・基礎的病態の低減＞

D ⽣活習慣病の有病者割合の減少

E

フレイル（ロコモティブ
シンドロームを含む）
割合の減少

F

社会的孤⽴・孤独・
閉じこもり者割合の減少※循環器・糖尿病の⽬標値を再掲︖

⾝体活動・運動G

うつの発症や進⾏の抑制※こころの健康の指標を再掲︖

第1段＜⽣活習慣等の改善＞

HC
幸福感やメンタルヘルス
低下の予防

3つの⽣活習慣等の改善を達成した場合

I 栄養・⾷⽣活・
⼝腔機能

ヘルスリテラシーや
メディアリテラシー

建造環境

J主体的な社会参加や就労、⼈のつながり
ライフコース

⾚太字︓主⽬標項⽬ ⾚字︓副⽬標 緑字︓開発中の⽬標 ⿊字︓研究途上の⽬標

図 1：高齢者の健康分野のロジックモデル
Ａ．要介護状態への移行抑制は、介護保険事として、妥当性検証済の後期高齢者の質問票や業状況報告（厚生労働省）より、要介護認定者

基本チェックリストは存在するものの、高齢者数を用いることで妥当性や入手可能性は担保を母集団とした統一した仕様での調査はなく、されると考えられた。

市町村の実施する介護予防・日常生活圏域ニー

Ｂ．認知症の発症予防や進行抑制については、 ズ調査においても基本チェックリストの全て
日本における認知症高齢者人口の将来設計にの項目がひな型に含まれておらず、入手可能性

関する研究や認知症高齢者の生活自立度からに課題があることがわかった。

認知症患者数や認知症高齢者の日常生活自立

Ｆ．社会的孤立・孤独・閉じこもり割合の減

度Ⅱ以上の人数を推計することで妥当性は問

少では、社会的孤立の指標として、社会生活基

題ないと考えられるが、推計が過去の１時点し

本調査における社会行動者割合（趣味・娯楽、

か存在せず、次回以降の実施が不明であること

スポーツ、ボランティア）や国民生活基礎調査

から継続的な入手可能性に問題があることがよりソーシャルサポートの項目を活用するこ予想される。

とで、妥当性と入手可能性が担保されると考え

Ｃ．幸福感やメンタルヘルス低下の予防では、 られた。また、孤独感に関しては、内閣官房のこれまで社会的健康ワーキングで議論してき孤立・孤独担当室が実施する人々のつながりにた Well-being の指標に含まれる主観的幸福感

関する基礎調査を今後活用していくことで、経や生活満足度、生きがいなどを市町村の実施す

時的な把握が可能になる可能性がある。自殺率

る介護予防・日常生活圏域ニーズ調査や内閣府に関しては、社会的孤立・孤独を直接的に示しの調査（満足度・生活の質に関する調査、高齢ている訳ではなく、妥当性には難がある。しか者社会対策調査）などで入手できる可能性がわ

し、自殺統計より、入手可能という観点より、かった。しかし、データ提出を全ての市町村が経時的なモニタリング指標として活用できる

必ずしも実施していない可能性や調査時期な可能性が示唆された。

どの課題は残ることがわかった。

Ｈ．身体活動・運動、Ｉ．栄養・食生活・口Ｅ．フレイル（ロコモティブシンドロームを腔機能は国民健康・栄養調査の活用により、妥含む）割合の減少は、フレイルを評価する項目

当性や入手可能性は担保されると考えられた。

- 79 -

Ｊ．主体的な社会参加や就労、人とのつながり

むのか｣第 2 版、医学書院、2022 にまとめた。

に関しては、Ｆ．社会的孤立で掲げた社会生活
基本調査を活用可能だと考えられる。

Ｅ．結 論
本分担研究では、「健康日本 21（第３次）」に２）JAGES データ等を用いた分析

おける高齢者の健康および社会的健康に関す

JAGES （ Japan Gerontological Evaluation

る目標指標と施策について、その根拠を示しつStudy、日本老年学的評価研究）データや公表さつ、提案した。その結果、入手可能性や妥当性れている公的データを活用し、2022 年度には、の観点より、高齢者の健康分野における各指標

合計９編の論文 1-10)と書籍の発表や学会発表をの数値目標や課題などが明らかとなり、次期プ5）実施した。その中より、建造環境 、社会行動
9)

ランにおける指標（案）として、社会環境の質

状況 と高齢者の健康に関わる論文２本を抜粋の向上（地域のつながりの強化、社会活動に参して紹介する。

加している者の割合など）、自然に環境になれ
5)

建造環境のうち、Mori 論文 では、JAGES のる環境づくり、そして必要な施策を提案した。

2013・2016 年度の両時点に回答した高齢者のデータを用い、近隣の良好な建造環境と３年後のフレイル発症との関連を検証した。その結果、Ｆ．健康危険情報なし

近隣の良好な建造環境で 12～22％のフレイル
発症リスクが低下していた 5)。
9)中村論文 では公的データを活用し、高齢者Ｇ．研究発表１．論文発表における都道府県レベルの社会行動状況と自1. 平井 寛, 近藤克則. 外出頻度を尋ねる際

殺死亡率の関連を検討した。その結果、１人当の外出の定義の有無により生じる「閉じこたり県民所得、高齢単身世帯割合、完全失業率、もり」群の要介護リスクの違い. 日本公衆

可住地人口密度、日照時間、降水日数、最低気衛生雑誌. 2022;69(7):505-16.

温などの交絡要因を調整した上でも社会行動

2. Yamada K, Fujii T, Kubota Y, Ikeda T,

者割合が高い都道府県では、自殺率が低いといHanazato M, Kondo N, Matsudaira K,

9)

Kondo K. Prevalence and municipal

う負の関連がみられた 。

variation in chronic musculoskeletal pain
３）目標指標と施策の提案
これらの検討をふまえ、次期プランにおける

among independent older people: data
from

the

Japan
Study

Gerontological

指標（案）として、「社会環境の質の向上（地域Evaluation(JAGES).

のつながりの強化、社会活動に参加している者

Musculoskelet Disord. 2022;23(1):755.

の割合など）」、「自然に環境になれる環境づく

Epub 2022/08/06. doi: 10.1186/s12891-

り」を提案した。今後の課題・論点としては、

022-05694-y.
K,BMC

経時的なモニタリングや目標達成を判定可能

3. Takeuchi

H,

Ide

な指標の選定と調査仕様の整備が挙げられる。

Miyaguni

Y,

Kondo

今回提案した指標において、地域間での格差がbetween Increasing Social Capital and

縮小可能なようにするためには、国が共通のひDecreasing Prevalence of Smoking at the

な型を示し、地域単位での共通の仕様での経時Municipality

的な調査が必要である。必要な施策については、Sectional

近藤克則著｢健康格差社会-何が心と健康を蝕International Journal of Environmental

Level:

Study

Watanabe
K.

Association

Repeated

from

R,

the

CrossJAGES.

- 80 -

Research and Public Health. 2022;19(8):4472. doi:10.3390/ijerph19084472.

２．書 籍
1.近藤克則. 健康格差社会 何が心と健康を

4. Okuzono SS, Shiba K, Kim ES, Shirai K,

蝕むのか 第２版. 東京, 医学書院, 2022.

Kondo N, Fujiwara T, Kondo K, Lomas T,
Trudel-Fitzgerald C, Kawachi I, Vander

３．学会発表Weele TJ. Ikigai and subsequent health1．藤原聡子, 辻 大士, 中込敦士, 宮國康弘,

and wellbeing among Japanese older

花里真道, 武藤 剛, 近藤克則：地域レベ

adults:outcome-wide

ルのソーシャルキャピタルと認知症リスク

analysis. The Lancet Regional Health -との関連：JAGES 9 年間縦断研究．
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Longitudinal

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2. 李嘉き, 白井こころ, 磯 博康, 近藤克則：

5. Mori Y, Tsuji T, Watanabe R, Hanazato M,

ストレス対処能力（SOC）と要介護認知症発Miyazawa T, Kondo K. Built environ-症との関連：JAGES プロジェクト．
（第 81 回

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year longitudinal JAGES study. Arch

3. 宮澤拓人, 横山芽衣子, 井手一茂, 辻 大

Gerontol Geriatr. 2022;103:104773. Epub士, 近藤克則：通いの場におけるプログラ

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104773－JAGES 縦断研究．(第 81 回日本公衆衛生

6. Kimura M, Ide K, Sato K, Bang E, Ojima

学会総会）

T, Kondo K. The relationships between

4. 森 優太, 井手一茂, 渡邉良太, 横山芽衣

social participation before the COVID-19

子, 飯塚玄明, 辻 大士, 山口佳小里,

pandemic and preventive and health-

宮澤拓人,近藤克則：通いの場プログラム種

promotingbehaviorsthe

類数と３年後の高齢者総合的機能評価の関pandemic:the

2019-2020

連：JAGES 縦断研究．
（第 81 回日本公衆衛during

JAGES

longitudinal study. Environ Health Prev
Med. 2022;27:45. doi: 10.1265/ehpm.2200154.

生学会総会）
5. Chen Yu-Ru, 花里真道, 斉藤雅茂, 古賀千絵, 吉田紘明, 中込敦士, 西垣美穂, 近藤

7. 井手一茂, 近藤克則. 高齢者の社会的孤

克則：高齢者における近隣環境と介護費用

立・孤独の疫学研究. 老年精神医学雑誌.

の関連：JAGES2010-2016 コホート研究．
（第2023;34(2):117-21.

81 回日本公衆衛生学会総会）

8. 井手一茂, 近藤克則. 介護予防の効果-医療6. 木村美也子, 井手一茂, 尾島俊之, 近藤克

経済的な立場から-. 老年社会科学. 2023;

則：高齢者の新型コロナ流行前の社会参加

44(4):392-8.

と流行期の感染予防/健康行動：JAGES 縦断

9. 中村恒穂, 井手一茂, 鄭丞媛, 髙橋聡, 香研究．
（第 81 回日本公衆衛生学会総会）

田将英, 尾島俊之, 近藤克則. 都道府県レ

7. 渡邉良太, 辻 大士, 井手一茂, 斉藤雅茂,

ベルにおけるソーシャル・キャピタル指標

近藤克則, 佐竹昭介：要介護認定発生率減と自殺死亡率との関連−社会生活基本調査

少と社会参加：JAGES2010-13 と 16-19 の２を用いた横断研究−. 厚生の指標. 2023;

コホート比較研究．
（第 81 回日本公衆衛生

70(1): 16-23.

学会総会）- 81 -

8. 谷友香子, 藤原武男, 近藤克則：調理技術

14. 平井 寛, 斉藤雅茂, 近藤克則：自立高齢は健康の決定要因か？肥満とやせとの関者の外出頻度とその後の生涯介護費用の連：JAGES データ．
（第 81 回日本公衆衛生関連の検討-JAGES プロジェクト 20 年間の

学会総会）

追跡研究．
（第 33 回日本疫学会学術総会）

9. 玉田雄大, 草間太郎, 竹内研時, 木内 桜,

15. 笠原正幸, 井手一茂, 近藤克則：年齢階層

小坂健, 近藤克則, 田淵貴大：高齢者の喫別にみた高齢者の多剤服用と要支援・要介

煙 状 況 と 健 康 ・ Well-being と の 関 連 ：護認定との関連：JAGES2013-19 縦断研究．

Outcome-wide 縦断研究．
（第 81 回日本公衆（第 33 回日本疫学会学術総会）

衛生学会総会）16.田村元樹, 辻 大士, 井手一茂, 近藤克則,

10. 野口泰司, 藤原聡子, 鄭丞媛, 井手一茂,

花里真道, 高杉友, 尾島俊之：地域ボラン

斎藤 民, 近藤克則, 尾島俊之：高齢者にティアグループ参加割合と健康・幸福の関

やさしいまちは家族介護負担による抑う

連：３年間の JAGES 縦断マルチレベル分析．

つを軽減するか：JAGES．
（第 33 回日本疫（第 33 回日本疫学会学術総会）

学会学術総会）

17. 谷友香子, 花里真道, 藤原武男, 鈴木規

11. 辻 大士, 岡田栄作, 斉藤雅茂, 金森 悟,

道, 近藤克則：歩道の多いウォーカブルな宮國康弘, 花里真道, 近藤克則, 尾島俊

地域では認知症リスク減:JAGES コホート

之：地域のスポーツグループ参加割合と全データ．
（第 33 回日本疫学会学術総会）

死因・死因別死亡: ７年間の JAGES マルチ

18. 竹内寛貴，井手一茂，河口謙二郎，花里真

レベル縦断研究．
（第 33 回日本疫学会学術道，近藤克則：建造環境と社会参加との関総会）

連：JAGES2013-2016-2019 縦断研究（第 312. 上野貴之, 井手一茂, 佐藤豪竜, 近藤克

回社会関係学会）

則：高齢者の社会参加割合と高血圧・糖尿病の一人当たり医療費の地域相関分析．

Ｈ．知的財産権の出願・登録状況（第 33 回日本疫学会学術総会）

1．特許取得13. 渡邉良太, 斉藤雅茂, 上野貴之, 井手一なし

茂, 辻大士, 斎藤民, 近藤克則：死亡前３

2．実用新案登録

年間の介護サービス給付費の利用パター

なし

ンの抽出：９年間の JAGES 縦断研究．
（第

3．その他

33 回日本疫学会学術総会）なし- 82 -

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

社会環境の整備・健康格差の縮小に関する検討：－終末期における要介護度の変化パターンの格差の解明－
研究分担者 近藤 尚己 京都大学大学院医学研究科社会疫学分野・教授
研究要旨
老年期においては、人生の終末期までできるだけ自立した生活を営めることが望ましいが、自立度のパターンは本人の社会関係や経済状況の影響を強く受けると考えられる。そこで本研究では、
介護保険データを高度に活用して、死亡までの自立度の変化パターンの社会経済格差を明らかにした。
公的介護保険制度（LTCI）のデータと日本老年学的評価研究の 2010～2016 年コホート（n=4,502）の縦断データを個人単位でリンケージした。最尤推定によるグループベース混合モデルを用いて人生最後の３年間の機能障害の軌跡（トラジェクトリ）を抽出し、多項ロジスティック回帰分析を用いて、特定された軌跡パターンのオッズ比を算出した。分析の結果、持続的重度障害（9.4％）、進行性（12.6％）、急速進行性（12.4％）、急激低下（19.2％）、ADL 低下なし（46.3％）という５つのトラジェクトリが同定された。社会的孤立（社会活動参加が少ない者）ほど、ADL が持続的に低い、急激に低下するといったトラジェクトリを描く割合が多かった。所得や教育年数については、それらが良好なほど、長期間自立度が高いパターンを描くオッズが高かったが、統計的には不明確であった。社会的孤立を予防すること、また社会的孤や経済状に配慮した予防的ケアを行うことが、人生の最後の数年間における高齢者の機能的能力の維持やその格差の是正に役立つ可能性が示された。また、終末期の医療・介護ケアは高額となりやすいことから、家計全体の経済格差の是正や社会的コスト削減の面でも貢献する可能性がある。
研究協力者

している。要介護認定を自立期間の喪失の代用

上野 貴之 千葉大学

変数ととらえ、健康寿命を算出したり、要介護

齋藤 順子 国立がん研究センター

度で重みづけした健康寿命の算定を行うなどの村山 洋史 東京都長寿科学研究センター

取り組みがみられている。

斉藤 雅茂 日本福祉大学

人生の終末期には、自立度が様々なパターン

長谷田真帆 京都大学

で変化し死に至る。我々のこれまでの研究では、

近藤 克則 千葉大学

日本の高齢者の自立度の変化は５つのパターンに分類でき、ベースライン時の主観的健康度（健Ａ．研究目的康度自己評価）がそれらのパターンを強く予測

国民の健康づくり運動として実施されているすることが示された[1, 2]。５つには、持続的健康日本２１（第二次）では、健康格差縮小の重度障害、進行性、急速進行性、急激低下、ADL

目標が挙げられており、格差の実態解明・縮小

低下なしが含まれた。これらのパターンの違いへの対策が望まれる。健康日本２１が掲げる「健による医療介護費の違いは大きい。医療と介護

康寿命の延伸」やその格差の是正のゴール設定のレセプトデータを連結して分析したところ、においては、介護保険のデータ等の活用が普及

ADLが最後まで低下しないパターンと持続的重- 83 -

度障害のパターンとの間には医療介護費で1000

対象者と定義した。2010 年のベースライン調査

万円程度の違いがあることも確認された（未発で ADL を自立して行えると回答した回答者を分表データ）。

析に含めた。4,502 人の参加者が最終サンプル

終末期の自立度は、脳卒中や心不全といったに含まれた。

循環器疾患リスク、身体活動や食といった生活

JAGES の質問紙により、「ボランティアグルー

習慣、そして医療や介護サービスの利用といっ

プ、スポーツ、クラブ、余暇活動、老人クラブ、

た多様な個人の選択による要因の影響を受ける。 町内会・自治会、政治団体、産業・業界団体、これらの選択はさらに、居住地の社会環境や個

宗教団体・グループの活動にどの程度の頻度で人の社会状況、すなわち社会関係や所得水準の参加していますか」と尋ねた。先行研究に基づ影響を受ける[3, 4]。したがって、社会環境やき、任意の社会参加を、少なくとも月に１回、個人の社会状況による自立度のパターンの相違

いずれかの社会集団に参加することと定義しやその程度を明らかにすることで、今後社会環た。水平的なグループへの参加とは、ボランテ

境へ介入した場合の終末期の健康寿命の維持増

ィア、スポーツ、レジャーのいずれかのグルー

進、ひいては高齢者のウェルビーイングの推進プに参加することであり、垂直的なグループへの可能性を明らかにできる。また、介護保険やの参加とは、残りの５つのグループのいずれか

医療保険のデータを高度に活用して、自立度パに参加することとした。

ターンの社会経済格差を明らかにすることがで

性別、年齢（65-75 歳、75-84 歳、≧85）、教

きれば、健康日本２１等の施策のモニタリング

育年数（＜10、≧10）、等価所得（＜200 万、≧やマネジメントに向けたデータ活用の新たな提200 万円/年）、がん、心臓病、脳卒中の過去の案にもつながる。

治療歴（二値）、死亡までの日数（連続変数）、

そこで本研究では、国内の大規模縦断研究とベースラインの居住人口密度（＜999、1000-

介護保険の要介護認定データを高度活用して、

1499、1500-3999、≧4000 人/km2）定義した。

終末期の自立度のパターンと関連する社会要因

死亡前 36 ヶ月までの要介護度の軌跡を抽出

やそれらに基づく格差の程度を明らかにするこするために、最尤推定を用いたグループベースとを目的とした。

の混合モデルを使用した。軌跡グループの数（2～5）と軌跡の形状（1：線形、2：二次、3：三Ｂ．研究方法次）に応じて軌跡モデルを構築し、ベイズ情報

研究対象者

基準（BIC）、赤池情報基準（AIC）、各グループ

日本老年学的評価研究（JAGES）のデータセッの相当数（少なくとも 5%）、研究目的（機能障トを使用した。2010 年に JAGES の質問紙調査に害の比較可能な軌跡の特定）に応じて最適なモ

回答した高齢者（n=72,440、回答率：59.7%）のデルを選択した。多項ロジスティック回帰分析

うち、自治体の LTCI 制度や死亡賦課金データを行い、社会的グループ（すなわち、任意の社を通じて 2016 年まで最長６年間追跡調査した

会的グループ、水平的なグループ、垂直的なグ回答者（n=70,697、追跡率：97.6%）を本研究にループ）に参加している高齢者の各軌跡のオッ対象とした。ベースライン調査とフォローアッ

ズ比を算出した。同様に所得・学歴の水準ごと

プデータを組み合わせる際、年齢が一致しないにオッズ比を計算した。マルコフ連鎖モンテカ

サンプル（n=37）は除外した。死亡した 7,980

ルロ法を用いて、データがランダムに欠落して人のうち、ベースライン調査から３年以内に死いるという仮定に基づき欠落値をインプット

亡した人（n=3,068）は除外した。したがって、

し、Rubin の法則[25]を用いて効果推定値を分

4,912 人の回答者を機能障害の軌跡を抽出する

析 し た 。 統 計 解 析 は す べ て Stata 17.0 MP- 84 -

（StataCorp. LLC, College Station, TX, USA）

社会参加をしている人は、どのグループへのを用いた。

参加でも、「持続的に重度の障害」を除いて、「障害なし」よりも悪化した軌道に属する可能（倫理面への配慮）性が有意に低かった（表）。社会参加の種類で研究は京都大学大学院医学研究科の研究倫理は水平的な組織（ボランティア、スポーツ、趣審査委員の承認を得た。

味のグループなど）への参加は、「持続的に重度の障害」を除くあらゆる障害パターンに属す

Ｃ．研究結果る可能性が有意に低く、一方、階層的な組織（政我々による先行研究と同様に５つのパターン

治活動、業界団体、老人クラブ、宗教団体、町が抽出された（図）。持続的に重度の障害（91内会など）への参加は、この軌道との有意な関[2.0%] ）、進行性の障害（372 [8.3%] ）、加連は見られなかった。

速性の障害（753 [16.7%] ）、破局的障害（ 470

所得や学歴については、それらが低いほど要[10.4%] ）、障害なし（2816 [62.5%] ）の５つ

介護度が低い時期が続くパターンに所属する確に分類された。

率が高い傾向があったが、統計的には明確な相65◆ 進⾏性 (n=569, 12.6%)

4▲ 急速進⾏性 (n=557, 12.4%)○ 持続的低下 (n=424, 9.4%)

12■ 急激低下 (n=866, 19.2%)

3

7● ADL 低下なし (n=2,086, 46.3%)

0

The certified long-term care levels

8

違がみられなかった。

36

33

30

27

24

21

18

15

12

9

6

3

0

Months before death

Functional disability was indicated as the certified long-term care levels of the national LTCI (long-term care insurance)system on a 8-point scale: 8 = independent;7 = Requiring support level 1; 6 = Requiring support level 2; 5 = Requiringlong-term care level 1; 4 = Requiring long-term care level 2; 3 = Requiring long-term care level 3; 2 = Requiring longterm care level 4; and 1 = Requiring long-term care level 5.
The solid lines show the estimated values of functional disability for members in the groups. The plots show theobserved levels of functional disability among members in the groups. Dashed lines show the 95% confidence intervals.

図 ADL（要介護認定度）のトラジェクトリ- 85 -

表 社会経済属性ごとの、各トラジェクトリグループの割合
Total

Persistently
severe disability

Progressive
disability

Accelerated
disability

Catastrophic
disability

No disability

N=4,502

n=424

n=569

n=557

n=866

n=2,086

何らかの活動に参加

1,774 (45.7%)

142 (39.0%)

188 (39.4%)

195 (40.9%)343 (45.7%)

906 (49.9%)<0.001

教育年数, <10 年

2,470 (57.3%)

236 (59.9%)

307 (57.3%)

326 (60.8%)462 (55.9%)

1,139 (56.3%)

0.27

等価世帯所得 <２百万円

1,793 (51.3%)

162 (53.3%)

211 (51.1%)

225 (51.7%)

335 (49.2%)

860 (51.8%)

0.76

Ｄ．考 察

p-value

申請する必要がある。そのため、評価を申請しグループに参加している高齢者は、「障害なていない機能障害を持つ高齢者は介護度のデー

し」軌道よりも「破局的障害」「加速的障害」

タベースに捕捉されず、母集団における機能障「進行的障害」軌道に属する確率が低く、この害の過小評価につながる可能性がある。

関連は、垂直的なグループに参加している人に比べて水平的なグループに参加している人でよ

Ｅ．結 論

り強固であった。このように、社会参加、特に日本の高齢者における死亡前の機能障害の軌

水平的なグループへの参加は、機能障害の発生

跡に５つのパターンを確認した。また、水平的だけでなく、その低下の軌跡パターンにも関連なグループに参加していた高齢者は良好な要介することが示唆された

護度の変化パターンをたどりやすいことが示さ

水平的なグループへの参加は垂直的なグルーれた。高齢者の社会参加、特に水平的な組織へ

プへの参加より効果が高いことが示された。その参加を促す介入は、死亡前の数年間におけるの理由として考えられるのは、水平的な組織が機能的能力の低下レベルを緩和する可能性があ

生み出すソーシャル・キャピタルの特徴である。

る。

水平的なグループに参加することで、医療や介護予防などの健康情報の共有が促進され、医療制度へのアクセスが向上し、「障害なし」の軌

Ｆ. 健康危険情報なし

跡への加入につながると考えられる。一方垂直的な組織は規範や集団内の信頼を向上させる可Ｇ．研究発表能性がある一方で、階層的な社会組織への参加

１．論文発表が緊張やストレスを引き起こす可能性がある。

なし

本研究は社会参加と機能障害の軌跡の関係を調

２．学会発表べた最初の研究である。

なし

所得や学歴による要介護度変化パターンの相違は明確ではなかった。これは所得や学歴によＨ. 知的財産権の出願・登録状況

る同パターンの変化の格差が、社会参加の有無

１．特許取得の格差を反映していることを示唆している可能

なし

性がある。

２．実用新案登録

本研究の限界として、まず、機能障害を持ちなしながら申請していない高齢者が対象者に含まれ３．その他ている可能性がある。介護保険制度では、高齢なし

者本人かその家族が市町村に機能障害の評価を- 86 -

引用文献
1. Saito J, Murayama H, Ueno T, Saito M, Haseda
M, Saito T, Kondo K, Kondo N: Functional
disability trajectories at the end of life among
Japanese older adults: findings from the Japan
Gerontological Evaluation Study (JAGES).

Age Ageing 2022, 51(11).
2. Saito J, Kondo N, Saito M, Takagi D, Tani Y,
Haseda M, Tabuchi T, Kondo K: Exploring 2.5Year Trajectories of Functional Decline inOlder Adults by Applying a Growth Mixture
Model and Frequency of Outings as a
Predictor: A 2010-2013 JAGES Longitudinal
Study. J Epidemiol 2019, 29(2):65-72.

3. 近藤尚己: 健康格差対策の進め方：効果をもたらす 5 つの視点. 東京: 医学書院; 2016.

4. Levesque J-F, Harris MF, Russell G: Patientcentred access to health care: conceptualisingaccess at the interface of health systems andpopulations. International Journal for Equity

in Health 2013, 12(1):18.

- 87 -

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

社会環境の整備・健康格差の縮小に関する検討
日本人女性の子宮頸がん・乳がん・大腸がん検診受診における社会経済格差の推移（2010～2019 年）

研究分担者 田淵 貴大 大阪国際がんセンターがん対策センター疫学統計部・部長補佐
研究要旨【目的】社会経済状況ががん生存率に影響を与えることが知られており、１つの原因として社会経済状況に応じたがん検診受診率の違いがあると考えられている。これまでの研究から低学歴や不安定な雇用形態など社会経済状況が不利な層とがん検診の未受診の関連が明らかとなっている。本研究では 2010 年～2019 年の日本人女性の子宮頸がん、乳がん、大腸がん検診受診における社会経済
格差の推移を検討することを目的とした。
【方法】2010 年、2013 年、2016 年、2019 年の国民生活基礎調査データを用いて、各年で 189,442
人、168,571 人、163,341 人、150,828 人の女性を分析対象とした。アウトカムは子宮頸がん検診（２年以内）、乳がん検診（２年以内）、大腸がん検診(１年以内)の受診率とし、社会経済状況の指標として学歴および雇用形態を用いた。年齢、婚姻状態、学歴、および雇用形態を調節した多変量
ロジスティック回帰分析を行い、社会経済状況と各がん検診未受診との関連を検討した。
【結果】2010 年から 2019 年の間に各がん検診の受診率は全体として向上した。低学歴と不安定な雇用形態は各がん検診の未受診と関連しており、がん検診未受診の雇用形態に応じた格差は拡大していた。また、学歴に応じた格差については、子宮頸がん、乳がん検診ではほぼ横ばいであったが、大腸がん検診では拡大していた。
【結論】日本人女性において 2010 年から 2019 年の間に、子宮頸がん、乳がん、大腸がん検診の全体の受診率は上昇したが、同期間にがん検診未受診の雇用形態に応じた格差拡大がみられた。がん
検診受診率の向上に向けた施策において、社会経済的状況の各層でのがん検診受診率に注目し、がん検診受診の社会経済格差を縮小させることが重要である。
研究協力者

ける 2010 年から 2019 年の社会経済格差の推移

石井加奈子 大阪大学大学院医学系研究科を検討することを目的とした。

Ａ．研究目的Ｂ．研究方法社会経済状況ががん生存率に影響を与える■データおよび対象者

ことが知られており、１つの原因として社会経2010 年、2013 年、2016 年、2019 年の国民生

済状況に応じたがん検診受診率の違いがある

活基礎調査データを用いて、各年で 189,442 人、と考えられている[1-3]。これまでの研究から

168,571 人, 163,341 人、150,828 人の女性を分

低学歴や不安定な雇用形態など社会経済状況

析対象とした。子宮頸がん検診は 20-69 歳、乳が不利な層とがん検診の未受診の関連が明ら

がん検診および大腸がん検診は 40-69 歳を対象

かとなっている[4-6]。本研究では日本人女性とした。１）病院・施設に入院中、２）悪性新の子宮頸がん、乳がん、大腸がん検診受診にお生物のため通院中、３）がん検診についてのデ- 88 -

ータがない症例を除外した。2010、2013、2016、

percentage points (pp) (44.2%→53.4%)上昇

2019 年において、子宮がん検診について、したが、派遣職員では 3.1pp (41.6%→44.7%)の

189,442、 168,571、 163,341、 150,828 人の上昇であった。

女性、乳がんおよび大腸がんについて 125,124、2010 年～2019 年における各変数と各がん検

113,611、 115,254、 107,658 人の女性を分析

診 未 受 診 の 調 整 オ ッ ズ 比 (adjusted odds

した。

ratio:aOR)を表３～５に示す。各学歴の子宮頸■調査項目

がん検診未受診の調整オッズ比は調査期間をアウトカムは２年以内の子宮頸がん検診、２通してほぼ変化がなかった（表３）。雇用形態で年以内の乳がん検診、および１年以内の大腸がは、正規職員と契約職員との調整オッズ比の差

ん検診の受診率とした。調整変数は先行研究には小さく調査期間でほぼ変化がなかったが、他基づいて、年齢(20-29、30-39、40-49、50-59、の雇用形態では調整オッズ比の差が拡大して60-69)、婚姻状態（既婚、離婚/死別/離別、未いた。正規職員と比較して派遣職員では子宮頸婚）、学歴（大学/大学院、短期大学/専門学校、

がん検診未受診となりやすく、調整オッズ比が高等学校、中学校）、雇用形態（正規職員、契約

上昇していた(2010 年 aOR 1.11 95%CI: 1.01–

職員、派遣職員、パートタイム、自営/そのほか、

1.21、 2019 年 aOR 1.46 95%CI: 1.34–1.60）。

家事、無職）とした。社会経済状況の指標とし同様にパートタイム、自営業/その他、家事、無て学歴および雇用形態を用いた。

職の群でも調整オッズ比の差が拡大していた。

■統計解析

表４に 2010 年～2019 年の乳がん検診未受診

調査年毎の対象者の属性および、属性別の各に対する調整オッズ比を示す。子宮頸がん検診

がん検診の受診率を示した。がん検診毎に各調同様、学歴の未受診の調整オッズ比はほぼ不変

査年で年齢、婚姻状態、学歴、および雇用形態であったが、雇用形態別では契約職員以外の雇を調節した多変量ロジスティック回帰分析を用形態で未受診となる調整オッズ比が拡大し行い、各項目と各がん検診未受診との関連につていた。正規職員と比較して、派遣職員では乳いて調整オッズ比を求めた。社会経済状況（学

癌検診未受診の調整オッズ比が上昇した（2010

歴および雇用形態）とがん検診未受診の関連に

年 aOR 1.46 95%CI: 1.27–1.67、2019 年 aOR

ついて 2010 年から 2019 年の推移を検討した。

1.64 95%CI: 1.46–1.83）。

統計解析には SAS version 9.4 (SAS Institute,Cary, NC)を使用した。

大腸がん検診では、未受診の学歴に応じた格差が拡大していた（表５）。また雇用形態別のがん検診未受診の調整オッズ比も拡大していた。

Ｃ．研究結果

正規職員と比較してパートタイマーでは大腸

表１に分析対象者の基本属性、表２に基本属

がん検診未受診の調整オッズ比が上昇してい性ごとの各調査年におけるがん検診受診率をた（2010 年 aOR 1.76 95%CI: 1.69–1.87、2019示した。2010 年から 2019 年にかけて全体の各

年 aOR 2.12 95%CI: 2.05–2.20）。

がん検診の受診率は上昇している（子宮頸がん
検診 38.6%→45.6%、
乳がん検診 40.1%→48.8%、

Ｄ．考 察

大腸がん検診 25.0%→42.9% ）。既婚、高学歴、本研究では 2010～2019 年の国民生活基礎調

正規職員の女性で各がん検診の受診率が最も査データを用いて、女性の子宮頸がん、乳がん、高かった。全ての属性でがん検診受診率は上昇

大腸がん検診受診に社会経済状況が与える影しているが、各属性で増加率の違いがみられた。 響を検討した。調査期間中各がん検診の受診率
例えば子宮頸がん検診では、正規職員では 9.2は向上したが、がん検診未受診の雇用形態に応- 89 -

じた格差は拡大していた。また、学歴に応じた恵を与え、恵まれていない層にはそのあとに届格差については、子宮頸がん、乳がんではほぼき、格差が拡大する[13]。以前の子宮頸がん検

横ばいであったが、大腸がん検診では拡大して診の無料クーポン介入に関する研究では介入いた。

による格差の拡大が示唆された[14]。住民全体

2018 年にがん検診受診率を 50％以上とするのがん検診受診率を増加させようという介入目標が掲げられたが[7]、本研究で正規職員おが実施されたとしても、恵まれた人々に便益がよび契約職員では３つのがん検診ともにこの集中し、恵まれない人々への利益が少ない場合

目標が達成されていた。職域でのがん検診はワに、がん検診受診の社会経済格差が拡大する可ンストップ方式で健康診断と共に提供され、労能性がある[13, 14]。前述したがん検診に関す働時間内に受診できることも多く、高い受診率る先行研究は受診率がすでに 60％以上と高いにつながっていると考えられる。一方で、派遣国々から報告されており[9-12]、検診受診率が労働者、パートタイム、自営業や無職の女性は低い状態から上昇している日本では、格差が拡自治体で提供されるがん検診を受診し、通常が大している最中である可能性がある（介入によん検診毎に予約をとり、労働時間外に受診するり格差が拡大しやすいフェーズ）。また、大腸が必要がある。これら２種類のがん検診の特徴のん検診受診の雇用形態に応じた格差が、子宮頸違いから非正規雇用者でのがん検診受診率のがん、乳がん検診よりも拡大していることにつ

低さにつながっているのかもしれない。我々のいても、inverse equity hypothesis による説

以前の研究でも正規職員は３つのがん検診を明が可能かもしれない。すなわち、大腸がん検

すべて受診する傾向があるのに対して非正規診では検診受診率が最も低く、増加率が高いた

職員ではすべて未受診または、１つや２つのがめ、大腸がん検診での格差拡大が顕著であった

ん検診を部分受診する傾向にあることが分か可能性がある。

った[8]。

社会的に恵まれている（高学歴、正規職員等）

がん検診システムは各国で異なるが、非正規層では、毎年子宮頸がんや乳がん検診を受診し雇用や自営業者でがん検診受診率が低いことている群も相当数いると考えられ、過剰ながんは先行研究と一致している[4-6]。フランスの検診についても考慮すべきである[15]。今後全

研究では乳がん、大腸がん検診では社会経済格体としてのがん検診受診率が 50％を超えたと差が減少したが、子宮頸がんでは不公正が持続しても、正規雇用者ではがん検診受診がさらにしており、国全体の組織的ながん検診システム

増え、非正規雇用者や無職の群との差が拡大しが欠如していることが原因として挙げられてていくことも予想される。社会経済格差に注目いる[9]。イングランド、スイス、韓国の研究でし社会経済的状況の各層でのがん検診受診率

は社会経済格差の存在が指摘される報告はあを注意深くみる必要がある。

るが、本研究のように格差が拡大しているという報告はなかった[10-12]。

非正規雇用者の健康は正規雇用者に比べて悪く、がん検診を含む予防的医療資源へのアク

我が国においてがん検診受診率の社会経済

セスが悪いことが一つの原因として挙げられ格差が拡大している理由の一つとして inverseている[16-18]。社会経済的に不利な層では、がequity hypothesis により説明できる可能性がん検診受診率が低いことに加え、喫煙率、肥満ある。
「格差のパラドックス」として Frohlich

率、並存疾患保有率が高く、がん生存率が低いらにより紹介されている介入の初期段階におことが報告されている[2]。がん検診を最も必こる現象であり、医療介入がまずは社会的に恵要としている社会経済状況の低い層でがん検まれている層（援助を最も必要としない）に恩

診受診率が向上しているかを確認し、ターゲッ- 90 -

トを絞った勧奨等の介入施策をすることが重要であると考えられる。

study. Lancet Reg Health Eur. 2023;25:100551.
2. Teng AM, Atkinson J, Disney G, Wilson N,
BlakelyＥ．結 論
日本人女性において 2010 年から 2019 年の間

T.

Changing

inequalities in cancer incidence and mortality:
Cohort study with 54 million person-yearsに、子宮頸がん、乳がん、大腸がん検診の全体

follow-upの受診率は上昇したが、同期間にがん検診未受

2017;140(6):1306-16.

診の雇用形態に応じた格差の拡大がみられた。

socioeconomic

1981-2011.

Int

J

Cancer.

3. Ito Y, Nakaya T, Nakayama T, Miyashiro I, Ioka

異なる社会経済的状況でのがん検診受診率にA,

Tsukuma

H,

et

al.

Socioeconomic

注目し、社会経済的に恵まれない集団へよりタ

inequalities in cancer survival: a population-

ーゲットを絞ったアプローチを行い、がん検診

based study of adult patients diagnosed in

受診の社会経済格差を縮小させることが重要

Osaka, Japan, during the period 1993-2004.

だと考えられた。

Acta Oncol. 2014;53(10):1423-33.
4. Lofters AK, Kopp A, Vahabi M, Glazier RH.

Ｆ．健康危険情報

Understanding those overdue for cancer

該当なし

screening by five years or more: A retrospective
cohort study in Ontario, Canada. Prev Med.

Ｇ．研究発表１．論文発表2019;129:105816.
5. McCowan C, McSkimming P, Papworth R,

1) Ishii K, Tabuchi T, Iso H. Trends in

Kotzur M, McConnachie A, Macdonald S, et al.

socioeconomic inequalities in cervical,

Comparing uptake across breast, cervical andbreast, and colorectal cancer screening

bowel screening at an individual level: aparticipation among women in Japan,

retrospective cohort study. British Journal of

2010-2019, Cancer Epidemiology in press.

Cancer. 2019;121(8):710-4.

２．学会発表なし

6. Sicsic J, Franc C. Obstacles to the uptake ofbreast,cervical,andcolorectal

cancerscreenings: what remains to be achieved by

Ｈ．知的財産権の出願・登録状況

French national programmes? BMC Health

１．特許取得Serv Res. 2014;14:465.

なし
２．実⽤新案登録
なし
３．その他
なし

7. 厚 ⽣ 労 働 省 、 が ん 対 策 推 進 基 本 計 画[https://www.mhlw.go.jp/file/06Seisakujouhou-10900000Kenkoukyoku/0000196975.pdf.]
8. Ishii K, Tabuchi T, Iso H. Combined patternsof participation in cervical, breast, and引⽤⽂献colorectal cancer screenings and factors for

1. Vaccarella S, Georges D, Bray F, Ginsburg O,

non-participation in each screening among

Charvat H, Martikainen P, et al. Socioeconomic

women in Japan. Prev Med. 2021;150:106627.

inequalities in cancer mortality between and9. Kelly DM, Estaquio C, Léon C, Arwidson P,

within countries in Europe: a population-based

Nabi H. Temporal trend in socioeconomic- 91 -

inequalities in the uptake of cancer screening

A, Miyashiro I, et al. Does removal of out-of-

programmes in France between 2005 and 2010:

pocket costs for cervical and breast cancer

results from the Cancer Barometer surveys.

screening work? A quasi-experimental study to

BMJ Open. 2017;7(12):e016941.

evaluate the impact on attendance, attendance

10. Douglas E, Waller J, Duffy SW, Wardle J.

inequality and average cost per uptake of a

Socioeconomic inequalities in breast andJapanese government intervention. Int J

cervical screening coverage in England: are we

Cancer. 2013;133(4):972-83.

closing the gap? J Med Screen. 2016;23(2):98103.

15. Wright JD, Chen L, Tergas AI, Melamed A, St
Clair CM, Hou JY, et al. Overuse of Cervical

11. Burton-Jeangros C, Cullati S, Manor O,

Cancer Screening Tests Among Women With

Courvoisier DS, Bouchardy C, Guessous I.

Average Risk in the United States From 2013 to

Cervical cancer screening in Switzerland:

2014. JAMA Netw Open. 2021;4(4):e218373.

cross-sectional trends (1992-2012) in social

16. Inoue M, Nishikitani M, Tsurugano S. Female

inequalities.

Eur

J

PublicHealth.

2017;27(1):167-73.

non-regular workers in Japan: their current
status and health. Ind Health. 2016;54(6):521-

12. Choi E, Lee YY, Suh M, Lee EY, Mai TTX, Ki

7.

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17. Lee HE, Kim EA, Zaitsu M, Kawachi I.

and Breast Cancer Screening among Women in

Occupational disparities in survival in Korean

Korea,

women with cancer: a nationwide registry2005-2015.

YonseiMed

J.

2018;59(9):1026-33.

linkage study. BMJ Open. 2020;10(9):e039259.

13. Frohlich KL, Potvin L. Transcending the18. Zaitsu M, Kobayashi Y, Myagmar-Ochir E,

known in public health practice: the inequality

Takeuchiparadox:

Occupational disparities in survival fromthepopulation

approachandT,

KobashiinJapan:

KawachiAnalysisI.

vulnerable populations. Am J Public Health.

common2008;98(2):216

Kanagawa cancer registry. Cancer Epidemiol.

14. Tabuchi T, Hoshino T, Nakayama T, Ito Y, Ioka

cancersG,of2022;77:102115.

- 92 -

表１ 対象者の基本属性
2010

2013

2016

2019

N

%

N

%

N

%

N

%

20-29

26623

14.1

22445

13.3

19621

12.0

17659

11.7

30-39

37695

19.9

32515

19.3

28466

17.4

25511

16.9

40-49

38021

20.1

37294

22.1

37554

23.0

35461

23.5

50-59

41987

22.2

35238

20.9

34216

21.0

33464

22.2

60-69

45116

23.8

41079

24.4

43484

26.6

38733

25.7

既婚

13123369.3

11506568.3

11163168.310318268.4

離婚/死別/離別

21005

11.1

19557

11.6

19146

11.7

17140

11.4

未婚

37204

19.6

33949

20.1

32564

19.9

30506

20.2

⼤学/⼤学院

21475

11.3

22708

13.5

25074

15.4

25704

17.0

短期⼤学/専⾨学校

48192

25.4

45113

26.8

44253

27.1

42556

28.2

⾼等学校

82811

43.7

72802

43.2

63840

39.1

55851

37.0

中学校

17789

9.4

12206

7.2

9011

5.5

6228

4.1

⽋損

19175

10.1

15742

9.3

21163

13.0

20489

13.6

正規職員

41286

21.8

41102

24.4

40737

24.9

42391

28.1

契約職員

8268

4.4

7513

4.5

7186

4.4

6944

4.6

派遣職員

2151

1.1

1895

1.1

2102

1.3

2174

1.4

パートタイム

39525

20.9

38544

22.9

38838

23.8

37253

24.7

⾃営業/そのほか

28966

15.3

20965

12.4

19418

11.9

17974

11.9

家事

56851

30.0

47664

28.3

43926

26.9

35545

23.6

無職

12320

6.5

10888

6.5

9902

6.1

8451

5.6

⽋損

75

0.0

–*

–*

1232

0.8

96

0.1

合計

189442

年齢

婚姻状態

学歴

雇⽤形態

168571

163341150828*2013 年は雇用形態についての欠損値なし- 93 -

表２ 各がん検診の調査年別受診率
⼦宮頸がん(%)

乳がん (%)

2010

2013

2016

2019

20-29

23.6

30.8

28.5

28.5

30-39

45.8

52.4

51.9

52.9

40-49

48.3

53.6

53.5

50-59

41.4

46.8

60-69

30.6

既婚

⼤腸がん (%)

2010

2013

2016

2019

2010

2013

2016

2019

55.8

45

50

50.5

53.9

20.7

35.2

37.5

40.6

47.8

49.4

42.4

49.4

50.4

52.3

25.8

40.6

43.3

45.5

35.1

35.3

36.2

33.7

39.8

39.2

41

27.9

38.6

40.6

42.8

43.9

49.7

49.5

51.4

42.2

48.4

48.4

52

26

39.5

41.7

44

離婚/死別/離別

32.3

38

39

39.8

31.4

37.6

39

41.4

22.4

33.6

37

40.2

未婚

23.4

30

28.9

29.7

32.6

39.4

39.1

42.5

18.5

32.8

35.2

38.7

⼤学/⼤学院

46.2

53.3

49.4

51.7

54.6

59.4

58.4

60.7

30.6

46.5

48.8

51.1

短期⼤学/専⾨学校

44.8

50.6

49.6

50.5

47

52.1

52

54.4

27.2

41.2

43.3

45.8

⾼等学校

37

40.8

41.8

42.3

39.6

43.9

43.9

45.3

24.8

36.7

39.6

41.2

中学校

25.9

30

28.6

29.1

26.9

30.7

29.3

29.8

22.1

29.3

30.4

31.5

⽋損

33.3

38.6

40.7

42.3

33

43.3

41.1

43.6

20.7

37.2

35.9

39

正規職員

44.2

52.3

52.1

53.4

53.1

59.1

59.9

61.9

31.9

51

53.9

56.5

契約職員

42.9

48.3

49.4

52.5

50.3

55.4

55.1

59

30.4

47.9

50.2

55.3

派遣職員

41.6

44.5

41.9

44.7

42.5

47.6

46.9

48.5

18.5

30.6

34.1

36.3

パートタイム

37.1

42.4

42.7

44.3

39.2

44.7

44.9

47.3

22.1

34.6

37.1

39.9

⾃営業/そのほか

37.1

42

42.4

42.7

37.4

43.1

43.6

44.7

23.4

35.6

37.6

38.9

家事

39.3

43.9

43.9

43.1

36.8

42.4

41.4

42.7

24.7

34.8

36.5

36.9

無職

21.5

25.5

24.8

25.2

27.7

32

32

32.7

20.8

29.8

31.6

32

⽋損

36

–*

31.2

43.8

38.5

–*

33.2

42.9

13.5

–*

29.8

37.1

合計

38.6

44.4

44.7

45.6

40.1

46.1

46.1

48.8

25

38.1

40.4

42.9

年齢

婚姻状態

学歴

雇⽤形態

*2013 年は雇⽤形態についての⽋損値なし- 94 -

1.72

60-69

2.85

離婚/死別/離別

未婚

1.50

2.15

1.72

短期⼤学/専⾨学校

⾼等学校

中学校

⽋損

1.11

1.11

1.63

1.50

1.51

1.95

契約職員

派遣職員

パートタイム

⾃営業/そのほか

家事

無職

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

1.85

1.47

1.45

1.58

1.01

1.06

1.65

2.05

1.45

1.12

2.75

1.42

1.67

1.28

1.00

1.78

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

1.92

2.05

1.55

1.55

1.68

1.21

1.17

1.80

2.25

1.54

1.20

2.94

1.51

1.78

1.35

1.06

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

1.64

2.11

1.65

1.62

1.75

1.33

1.18

ref.

1.54

2.13

1.58

1.20

ref.

2.82

1.46

ref.

1.87

1.36

ref.

1.00

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

2.01

1.60

1.56

1.69

1.21

1.12

1.48

2.03

1.53

1.16

2.73

1.41

1.79

1.35

0.97

1.58

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

2.22

1.70

1.68

1.80

1.47

1.25

1.61

2.24

1.63

1.24

2.91

1.51

1.74

1.31

1.03

1.71

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

2.29

1.72

1.67

1.76

1.52

1.16

ref.

1.48

2.11

1.44

1.14

ref.

2.87

1.41

ref.

1.85

1.39

ref.

1.01

1.85

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

2016

2.18

1.67

1.61

1.71

1.39

1.10

1.42

2.00

1.40

1.10

2.77

1.37

1.73

1.26

0.97

1.78

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

aOR (95%CI)

2.42

1.77

1.73

1.82

1.67

1.22

1.54

2.23

1.49

1.18

2.96

1.46

1.84

1.33

1.04

1.94

Abbreviations: aOR, adjusted odds ratio: CI, confidence interval*Adjusted for age, marital status, educational attainment, and employment status

ref.

正規職員

雇⽤形態

ref.

1.16

⼤学/⼤学院

学歴

ref.

1.46

既婚

婚姻状態

ref.

1.32

50-59

1.03

30-39

40-49

1.85

20-29

年齢

2013
aOR (95%CI)

2010

aOR* (95%CI)

表３ 子宮頸がん検診未受診の調整オッズ比

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

2.29

1.80

1.69

1.76

1.46

1.08

ref.

1.52

2.23

1.51

1.19

ref.

2.92

1.50

ref.

1.91

1.29

ref.

1.08

2.06

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

2019

2.17

1.74

1.62

1.71

1.34

1.02

1.46

2.09

1.47

1.15

2.82

1.45

1.85

1.25

1.05

1.97

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

aOR (95%CI)

2.42

1.86

1.75

1.82

1.60

1.14

1.58

2.37

1.56

1.23

3.02

1.56

1.97

1.33

1.12

2.15

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

1.16

50-59

60-69

1.85

離婚/死別/離別

未婚

1.68

2.57

2.12

短期⼤学/専⾨学校

⾼等学校

中学校

⽋損

1.11

1.46

1.73

1.76

1.84

2.18

契約職員

派遣職員

パートタイム

⾃営業/そのほか

家事

無職

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

2.05

1.77

1.69

1.67

1.27

1.04

2.00

2.43

1.60

1.27

1.76

1.47

1.12

1.02

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

1.08

)

ref.

2.32

1.91

1.84

1.80

1.67

1.19

2.24

2.72

1.75

1.40

1.95

1.58

1.20

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

2.37

1.93

1.84

1.78

1.51

1.13

ref.

1.69

2.59

1.69

1.31

ref.

1.78

1.52

ref.

1.11

1.00

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

2.23

1.86

1.76

1.71

1.32

1.06

1.60

2.44

1.62

1.26

1.70

1.47

1.08

0.97

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

2.52

2.00

1.92

1.85

1.73

1.21

1.78

2.75

1.76

1.38

1.87

1.57

1.15

1.03

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

ref.

2.40

2.03

1.88

1.83

1.59

1.20

ref.

1.74

2.53

1.60

1.26

ref.

1.82

1.46

ref.

1.18

0.98

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

2016

2.26

1.95

1.80

1.76

1.41

1.12

1.65

2.37

1.53

1.21

1.74

1.40

1.15

0.95

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

aOR (95%CI)

2.56

2.11

1.96

1.90

1.79

1.28

1.83

2.70

1.67

1.32

1.91

1.51

1.22

1.01

Abbreviations: aOR, adjusted odds ratio: CI, confidence interval *Adjusted for age, marital status, educational attainment, and employment status

ref.

正規職員

雇⽤形態

ref.

1.33

⼤学/⼤学院

学歴

ref.

1.52

既婚

婚姻状態

ref.

1.05

40-49

年齢

2013
aOR (95%CI)

2010

aOR* (95%CI)

表４ 乳がん検診未受診の調整オッズ比

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

2.47

2.07

1.89

1.81

1.64

1.09

ref.

1.73

2.67

1.66

1.26

ref.

1.80

1.46

ref.

1.28

1.02

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

2019

2.31

1.99

1.81

1.75

1.46

1.02

–
–
–
–
–
–

–
1.59 –
2.49 –
1.65 –
1.20–
1.72 –
1.41–
1.24 –
0.99

aOR (95%CI)

2.64

2.15

1.97

1.88

1.83

1.16

1.82

2.88

1.72

1.31

1.88

1.52

1.32

1.05

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

0.51

50-59

60-69

1.58

離婚/死別/離別

未婚

1.39

1.77

1.78

短期⼤学/専⾨学校

⾼等学校

中学校

⽋損

1.15

1.93

1.76

1.79

1.80

2.07

契約職員

派遣職員

パートタイム

⾃営業/そのほか

家事

無職

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

1.94

1.73

1.71

1.69

1.63

1.07

1.67

1.66

1.32

1.10

1.49

1.25

0.49

0.69

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

2.22

1.87

1.87

1.84

2.29

1.23

1.89

1.88

1.46

1.22

1.68

1.35

0.53

0.74

)

ref.

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

2.57

2.33

2.12

2.06

2.15

1.18

ref.

1.34

1.96

1.45

1.20

ref.

1.50

1.38

ref.

0.59

0.76

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

2.42

2.24

2.03

1.98

1.87

1.11

1.26

1.85

1.39

1.14

1.43

1.33

0.57

0.74

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

2.73

2.41

2.21

2.14

2.49

1.26

1.41

2.08

1.51

1.25

1.57

1.43

0.61

0.78

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

ref.

2.76

2.45

2.26

2.14

2.15

1.24

ref.

1.60

2.03

1.41

1.21

ref.

1.49

1.31

ref.

0.62

0.75

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

2016

2.60

2.36

2.16

2.06

1.90

1.17

1.52

1.90

1.35

1.16

1.43

1.27

0.60

0.73

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

aOR (95%CI)

2.94

2.55

2.36

2.22

2.44

1.32

1.68

2.16

1.47

1.27

1.56

1.36

0.64

0.77

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

Abbreviations: aOR, adjusted odds ratio: CI, confidence interval *Adjusted for age, marital status, educational attainment, and employment status

ref.

正規職員

雇⽤形態

ref.

1.16

⼤学/⼤学院

学歴

ref.

1.30

既婚

婚姻状態

ref.

0.72

40-49

年齢

2013
aOR (95%CI)

2010

aOR* (95%CI)

表５ 大腸がん検診未受診の調整オッズ比

ref.

2.94

2.67

2.30

2.12

2.18

1.13

ref.

1.53

2.03

1.45

1.22

ref.

1.45

1.29

ref.

0.64

0.76

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

(

2019

2.76

2.57

2.21

2.05

1.94

1.07

1.46

1.89

1.39

1.17

1.39

1.24

0.62

0.74

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

–

aOR (95%CI)

3.14

2.78

2.41

2.20

2.45

1.21

1.61

2.18

1.51

1.27

1.51

1.34

0.66

0.79

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

)

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

糖尿病に関する数値目標と施策の提案
研究分担者 津下 一代 女子栄養大学栄養学部・特任教授
研究要旨
糖尿病の発症予防、早期発見、患者の重症化予防と QOL 維持向上までの相互関連を俯瞰し、糖尿病分野のロジックモデルを作成、指標・数値目標を提案することを目的とした。
１） 科学的エビデンスの収集・精査：日本糖尿病学会、米国糖尿病学会、USPSTF、Healthy People
2030 を精査、次期計画として追加・修正すべき事項を整理した。包括的なリスク管理、生活習慣改善・体重減量の重要性の確認、社会的・経済的格差、スティグマなどへの対応が必要である。
２） 第８次医療計画との整合性：両研究班で情報共有しながら策定を進めた。医療計画のプロセス、
アウトカム指標は健康日本 21 と整合性が取れており、重症化予防の推進につながる指標が盛り込まれている。
３） ロジックモデル作成：循環器病領域と整合性をとり、３段構造で示した。１段目には糖尿病の発症、増悪と関連の深い生活習慣を、２段目には包括的なリスク管理を、３段目の健康障害としては、腎症による透析だけでなく、網膜症や循環器病、高齢期の健康課題への影響など、糖尿病を包括的にとらえられるモデルとした。
４） Trend-analysis ツールを用いて、糖尿病性腎症による新規透析導入、血糖コントロール不良者（HbA1c≧8.0％）の割合、糖尿病有病者数の３指標について将来予測を行い、2032 年値を推計、対策の効果を見積もり、目標値案を提案した。
次期国民健康づくり運動プラン（令和６年度開始）策定専門委員会及び説明資料において概要を発表した。
Ａ．研究目的
本研究の目的は、糖尿病分野において、①次成、指標・数値目標を提案することを目的とした。

期プランの策定に資するエビデンスを整理す
ること、②目標とすべき項目や目標値など、次Ｂ．研究方法期プランへの提言を行うこと、③次期プランに（１）科学的エビデンスの収集・精査：日本糖

基づき、国及び各自治体が取り組むべき健康増尿病学会、米国糖尿病学会、US Preventive

進施策を示すこと、④上記施策の効果的な実

Services

施・展開方法を提言すること、⑤次期プランのPeople 2030 における糖尿病関連の更新事項を推進及び評価の体制について提案を行うこと、確認、次期計画として追加・修正すべき事項を

である。

整理する。

Task

Force

(USPSTF) 、 Healthy

本年度は、糖尿病の発症予防、早期発見、患（２）第８次医療計画との整合性を検討する。

者の重症化予防と QOL 維持向上までの相互関（３）糖尿病・肥満分野の予防政策を踏まえた連を俯瞰し、糖尿病分野のロジックモデルを作

ロジックモデルを作成する。
- 98 -

（４）数値目標の検討：目標項目について Trend２）米国糖尿病学会（ADA）: Standards of Care

Analysis Tool を用いて 2032 年度値を推計す

in Diabetes-2023

る。

「糖尿病と公衆衛生」として、治療の決定がタイムリーにガイドラインに基づいてなされ

Ｃ．研究結果ること、コミュニティのサポートを得ること、（１）科学的エビデンスの収集・精査

個人の好み・併存疾患・経済状況も考慮して患

１）日本糖尿病学会：診療ガイドライン、第４者とともに方針決定されること、長期にわたる

次「対糖尿病戦略５ヵ年計画」において、① 糖

切れ目ない管理、社会的・経済的な理由による尿病患者と非糖尿病患者の寿命の差をさらに不利益や職業選択などへの差別の排除、患者登短縮させること、② 糖尿病患者の QOL を改善

録や意思決定ツールの活用により治療の継続・させることを具体的な目標として掲げ、個別化

質の向上を図る、とくに十分な医療体制のない医療の実現を目指すとしている。

地域等ではツールや遠隔支援が有用としてい「生活習慣改善に向けての糖尿病教育を十分に行い、患者の治療意欲を高める」
、
「生活習慣

る。
３）US Preventive Services Task Force

改善を２～３か月程度続けても、なお目標値の35 歳～70 歳の無症状の成人で BMI≧25（アジ血糖値を達成できない場合は薬物療法をくわア系については BMI≧23）の者に対し、糖尿病える」という基本方針は変わらないものの、低予備群ならびに２型糖尿病のスクリーニング

血糖の危険が少なく患者に受け入れられやすを行うことを推奨している（B）。スクリーニンい薬剤が普及していることもあり、コントロー

グ検査としては、空腹時血糖もしくは HbA1c もルの改善が期待される。コントロールの目標は

しくは OGTT とし、血糖が正常の場合には３年

一律ではなく、年齢、罹病期間、合併症の状態、毎の検査を推奨している。糖尿病予備群の場合

低血糖のリスクならびにサポート体制などをには、効果的な予防プログラムへの提供、紹介

考慮して個別的に設定すべきとしている。また、 をすべきである。
糖尿病の慢性合併症の予防、進行抑制のために

４）Healthy People 2030

は、血糖コントロールだけでなく、肥満の解消、糖尿病分野の目標として、糖尿病患者または禁煙、血圧や脂質代謝のコントロールを目指す

糖尿病のリスクがあるすべての人々の負担をことが重要である。

軽減し、生活の質を向上させることを目標に、若年者で罹病期間が短い場合には厳格な管予防～治療にわたる目標が設定されている。

理が必要であるが、就労者は未受診、受診中断

わが国の指標にないものとして、自分が糖尿病が多いことが課題であり、適切な環境で糖尿病

予備群であることを知らない人の割合の減少、治療を継続できる生活環境の整備が不可欠と

尿アルブミンを年に１回は受けている糖尿病

している。高齢者においては認知機能、日常生患者の割合、糖尿病の患者教育を受けている者

活動作、併存する疾患等により層別化した血糖の割合の増加、失明の減少、眼科の検査を毎年コントロール目標値を設定、低血糖やフレイル

受けている人の割合の増加、予防サービスを提の防止することも重要である。

供している地域コミュニティの数の増加、糖尿治療ガイド 2022-2023 ではスティグマ、社会病による入院の減少、下肢切断の減少、糖尿病

的不利益、差別の除去し、糖尿病であることをや CKD の人のうち ACE を服用している人の割合

隠さずにいられる社会を目指すため、アドボカの増加、インスリン治療中の者のうち血糖自己シー活動を強化することが述べられている。

測定している人の割合の増加、低血糖による入院の減少などが含まれている。
- 99 -

（２）第８次医療計画との調和
健康増進計画と医療計画は調和をとること

・良好な血糖コントロールを目指した治療を実施することとなっている。「腎疾患対策及び糖尿病対策の②医療機関の役割：治療以外の関係分推進に関する検討会」に参加し、本計画の指針

・健診受診後の受診勧奨により医療機関を受策定の議論にも加わった。令和 5 年 3 月 31 日

診した対象者に対する適切な対応等、糖尿病に発出された医療計画の指針では、糖尿病の医の発症予防の取組と連携した医療を行うこ

療体制構築の目標として、以下が挙げられていとる。うち、健康増進計画と関係が深い記述を抜・高齢者糖尿病の管理に関しては、在宅医療や粋する。

訪問看護、介護サービス等を行う事業者等

１）糖尿病を予防する機能【予防】との連携が可能であること①目標
・生活習慣の改善等により糖尿病発症のリスクを低減させること
・特定健康診査・特定保健指導や健診後の受診勧奨を実施すること・糖尿病対策推進会議や糖尿病性腎症重症化予防プログラム等、保険者や関係団体等と連携した取組を実施していること
・糖尿病の動向や治療の実態を把握するための取組を行っていることが望ましい②関係者に求められる事項（行政・保険者）
・適切な食生活、適度な身体活動をはじめとす(３)～(６)主に治療に関する内容のため省略

る生活習慣の改善等により糖尿病発症のリスクを低減させる取組を実施すること
・禁煙希望者に対する禁煙支援や受動喫煙の防止等のたばこ対策に取り組むこと・国民や患者に対し、糖尿病や合併症に関する情報発信や、正しい知識の普及啓発を行うこと・保険者は特定 健康診査・特定保健指導を実施すること

７）地域や職域と連携する機能【連携】①目標
・市町村や保険者、職域と連携すること②医療機関に求められる事項
・市町村や保険者から保健指導を行う目的で情報提供等の協力の求めがある場合、患者の同意を得て、必要な協力を行っていること
・地域で予防・健康づくりの取組を行う保健師

・健診受診後に受診勧奨値を超える者が確実や管理栄養士等と連携・協力すること等によに医療機関を受診するよう連携体制を構築

り、糖尿病の発症予防とも連携した医療を行

すること

うこと

・糖尿病対策推進会議等を活用し、関係団体等と連携して糖尿病対策を推進すること・健診受診後の受診勧奨により医療機関を受診した対象者に対し、検査、治療及び指導等（医療機関）の適切な対応を行う等、糖尿病の発症予防の・健診受診後の受診勧奨等により医療機関を取組と連携した医療を行うこと受診した対象者に対し、適切な検査や糖尿病発症予防のための指導を行うこと

・糖尿病の発症予防・重症化予防を行う市町村
及び保険者、薬局等の社会資源と情報共有や

２）糖尿病の重症化予防のための初期・安定期

協力体制を構築するなどして連携している治療を行う機能【初期・安定期治療】こと①目標
・糖尿病の診断及び生活習慣の指導を実施す
ること

・糖尿病対策推進会議を活用して関連団体等と連携した対策を行うこと
・糖尿病性腎症重症化予防プログラム等、保険- 100 -

者等と連携して、糖尿病未治者・治療中断者

健康課題への影響など、糖尿病を包括的にとら減少のための取組を進めることえられるモデルとして作成した。

・治療と仕事の両立支援等、産業医等と連携した医療を行うこと

なお、目標項目としては第二次からの継続性や他領域で設定された目標項目を重視、客観的・高齢者糖尿病の管理に関しては、在宅医療や評価が可能なデータソースがあるかどうかを訪問看護、介護サービス等を行う事業者等配慮して検討した。第二次との相違点は血糖コとの連携を図っていること

ントロール不良者の定義を「HbA1c 8.4％以上」

以上の医療体制を構築するため、図１の指標例

から「HbA1c 8.0％以上」としたことである。第が示されている。予防領域において健康増進計

二次で目標を達成できたこと、日本糖尿病学会

画と整合性が図られている。

のガイドラインとの整合性を配慮してより良好なコントロールを目指す方向として、より厳（３）糖尿病・肥満分野の予防政策を踏まえたしい基準を目指すこととした。

ロジックモデル（案）作成（１）のガイドライン等をもとに、糖尿病領域のロジックモデルを作成した（図２）。モデ（４) Trend Analysis Tool を用いた 2032 年度
値を推計ル作成にあたり、循環器病領域と整合性をとり、Trend-analysis ツールを用いて、糖尿病性腎３段構造で示した。１段目には糖尿病の発症、症による新規透析導入、血糖コントロール不良

増悪と関連の深い生活習慣を、２段目には血糖者（HbA1c≧8.0％）の割合、糖尿病有病者数のコントロールだけではなく、血圧、脂質、適正３指標について将来予測を行い、2032 年値を推体重管理を含めた包括的なリスク管理を、３段計した。なお、透析導入、糖尿病有病率につい目の予防したい健康障害としては、腎症によるては高齢化の影響を受けるため、年齢階級別に透析だけでなく、網膜症や循環器病、高齢期の予測し、合算した。

図１ 第８次医療計画指針に提示された糖尿病分野の指標例- 101 -

図２ 糖尿病領域のロジックモデル（案）１）糖尿病性腎症による新規透析導入

HbA1c ≧ 8.0 ％ の 者 の 割 合 を 算 出 、 trend-

2011 年～2019 年の新規透析導入患者についanalysis ツールにて 2032 年度値を予測するとて三つの年齢区分別（40～64 歳、65 歳～74 歳、

1.10％（0.95～1.24％）（25～75％区間）であ

75 歳以上）に人口 100 万人対の新規透析導入患った（図４）。

者の割合を算出し、trend-analysis ツールを用いて将来推計を実施した（図３）。なお、年齢区分別の新規透析導入者数は、日本透析学会に申請の上、提供を受けたものである。

３）糖尿病有病者数
糖尿病有病率は年齢による影響が大きいことから、年齢区分別に Trend-analysis ツールを用いて将来予測を行った。現状のトレンドが100 万人対の導入者数の年齢区分別予測値

続くと仮定した場合、令和 14 年には糖尿病有（令和 14（2032）年度）

病者数は約 1,448 万人になることが予想された

40～64 歳 87 人、65～74 歳 216 人、（図５）。

75 歳以上 286 人
将来推計人口 5 歳刻み人口が公表されている令糖尿病が強く疑われる者の割合（％）の予測値
糖尿病が強く疑われる者の割合（％）の予測値

和 14 年人口推計（40～64 歳：37,455 千人、65～2032予測74 歳：14,405 千人、75 歳以上：22,792 千人）を用

値（％）
20-39歳

推計人口

糖尿病有病
者

1.42

12014

40-49歳

6.89

6729

46366

50-59歳

20.53

8474

17397860-69歳

28.86

8194

236493

上：6,518 人、合計推計：12,889 人

70歳以上

31.82

12400

394552

上記推計 12,889 人から約 9％減を目指し目標値

男性計

47811

868448

いて年齢区分別、新規透析導入推計値を算出
新規透析導入の推計値（令和 14（2032）年度）

40～64 歳：3,239 人、65～74 歳：3,112 人、75 歳以

男性は 12,000 人（令和 14 年）とする。
女性

２）血糖コントロール不良者（HbA1c≧8.0％）の割合
NDB オ ー プ ン デ ー タ を 用 い て ５ 年 間 分 の20-39歳

1.29

11435

14724

40-49歳

2.61

6528

17020

50-59歳

4.27

8409

35909

60-69歳

9.88

8423

83199

70歳以上

24.90

17204

42829751999

579149

女性計
全体

17059

1447597- 102 -

Trend Analysis Tool を用いた 2032 年値推計

図３ 糖尿病性腎症による新規透析導入

図４ 血糖コントロール不良者（HbA1c≧8.0％）の割合

対策の推進によりさらに 6.7％の抑制を図る
ことを目指して、目標値を 1,350 万人としてはどうか。
なお、80 歳以上については正確な有病率の把Ｄ．考 察
糖尿病領域について（１）科学的エビデンスの収集、（２）第８次医療計画との整合性、（３）
ロジックモデル作成、（４）数値目標の検討、握が現時点では困難であること、今後人口に占の４つのテーマで研究を行った。

める割合が増加することに留意するとともに（１）について、糖尿病領域では予防（生活習必要があり、詳細分析として、20～79 歳の糖尿

慣改善、健診）、治療、合併症管理を含めた優病有病率についても分析するのが望ましい。

れたガイドラインが国の内外で公表されてい（※20-79 歳の目標値を 950 万人とすると、将ることから、健康日本 21（第二次）策定時から

来推計の 1,017 万人から約 6.5％の減少）。

の変更に着目した。
- 103 -

図５ 糖尿病有病者数の予測：性・年齢階級別の検討

糖尿病性腎症重症化予防事業の企画、対象者抽出、事業評価のためのフィードバックレポート作成ツール
URL

https://ktsushita.com/index.php/4kenkyuhan/zyusyokayobou/

パスワード：Daikibotsushita2022

図６ 糖尿病性腎症重症化予防事業のためのフィードバックレポート
糖尿病・高血圧の受診状況・検査値分類、腎機能の分類- 104 -

この間、生活習慣改善のための介入の成果がきるツールを開発した。自治体の保有する KDB

報告されており、遠隔支援も含めたより効果的システムを活用すれば、血糖・血圧・腎機能不な方法での介入が期待されている。コンロトロ

良者の人数や個別リストを確認できるため、適ール悪化や合併症進展の要因として治療中断、切な受診勧奨につながることを期待している。

未治療が大きく、その背景には就労環境、経済

Healthy People 2030 と比較すると、糖尿病

格差（生活環境の差）、ヘルスリテラシー、ス

分野ではわが国の健康増進計画と医療計画をティグマなどが指摘されている。診療の場だけ合わせた目標設定になっていると考えられる。

でなく、コミュニティとの連携が重要視されて政策の推進にあたっては、行政・保険者・医療いると感じた。糖尿病の経過は数十年におよぶ機関（かかりつけ医・専門医療機関）、地域のため、医療機関や保険者を変更しても継続して健康資源（栄養ケアステーション、健康増進施

良好なコントロールを維持できるような体制設等）との連携も意識しながら進めていく必要が必要である。

がある。

わが国では、特定健診・医療レセプトデータ

以上の検討をもとに、ロジックモデル、目標を突合して分析できるしくみ（保険者単位、NDB） 値設定のための推計を行った。糖尿病分野は第が整備されており、この有効活用が必要である。 二次までに指標がほぼ確立していることから、同一保険者内ではデータヘルス計画が作成さ連続して評価していくことが、予測能を高める

れ保健事業評価に用いられるようになったが、うえでも重要と考えられた。第二次の図では第異動の際のデータ連携がまだ不十分な状況で一弾の生活習慣等の改善との関係が明示できある。

ていなかった。また HbA1c など糖尿病関連の指

USPSTF では肥満者において 35 歳より糖尿病

標のみを取り上げていたが、ロジックモデルにスクリーニングや介入を行うことを推奨してて包括的なリスク管理を掲げたことで、保健事いる。わが国では特定健診・特定保健指導の対業等へ適切に反映されることを期待したい。

象が 40 歳以上であり、若年者への対応が不十

糖尿病は医療の質の向上がみられているが、分である。任意ではあるが、40 歳未満の健診デ医療へのアクセス、経済格差、スティグマなどータを NDB 登録する仕組みが始まっており、登の社会的問題がより重視されるようになって録件数がまず増えること、40 歳未満の健常状態

きた。第三次のアクションプランでは、他領域の分析を行うこと、保険者等による積極的な取と連携して進めていくことが重要と考えられ組を支援することから始める必要がある。

た。

（２）の医療計画との整合については、両者のＥ．結 論研究班が合同で検討する場を持ち、プロセス評

糖尿病領域について、エビデンスの整理、医価として特定健診受診率、特定保健指導実施率

療計画との整合性の検討、ロジックモデルの作をアウトカム評価として、糖尿病予備群の者の成、目標値の設定と推計を行った。これらの結数、糖尿病が強く疑われる者の数が掲げられて果は、次期国民健康づくり運動プラン（令和６いる。

年度開始）策定専門委員会にて発表し、「国民健康日本 21（第三次）の指標にはないが、「特の健康の増進の総合的な推進を図るための基定健診での受診勧奨により実際に医療機関へ本的な方針」ならびに「健康日本 21（第三次）

受診した糖尿病未治療患者の割合」を重点指標推進のための説明資料」に反映される予定であに位置付けている。大規模実証研究班では、図る。

６に示したフィードバックレポートを作成で- 105 -

Ｆ．健康危険情報なし

Ｈ．知的財産権の出願・登録状況
１．特許取得なし

Ｇ．研究発表１．論文発表なし
２．学会発表２．実用新案登録
なし
３．その他
なし

なし

- 106 -

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

こころの健康に関する数値目標と施策の提案
研究分担者 西 大輔 東京大学大学院医学系研究科精神保健学分野・教授
研究要旨
目的：本研究は、次期健康づくり計画におけるこころの健康に関する数値目標と施策を提案することを第一の目的とした。また、こころの健康の副次目標となり得る孤独感・社会的孤立と地域格差との関連を検討することを第二の目的とした。
方法：数値目標に関しては他の領域の数値目標の設定方法に準じて設定した。施策の提案に関しては、特に必要性が高い「心理的苦痛を感じている者の割合の減少」に資すると考えられる施策をレビューした。孤独感・社会的孤立の地域格差に関しては、2021 年 9 月～10 月にオンラインで実施された「日本における新型コロナウイルス感染症（COVID-19）問題による社会・健康格差評価研究（The Japan COVID-19 and Society Internet Survey: JACSIS）」のデータを用いて、地理的剥奪
Area Deprivation Index（ADI）、都市化度 Densely Inhabited District（DID）との関連を検討した。
結果：数値目標としては心理的苦痛を抱える者の減少に関しては 2036 年までに 9.4％とすることを提案した。メンタルヘルスに関する措置を受けることができる職場の増加に関しては労働災害防止計画に準じることとし、心のサポーター数に関しては厚労省の目標に準じて 2033 年までに 100万人とした。施策の提案に関しては、一次予防としては出前講座等による普及啓発、二次予防としては様々な相談窓口の設置と充実、三次予防としては精神疾患を持つ人の就労や社会参加のための相談支援の充実等が考えられた。また、孤独感・社会的孤立と地域格差に関しては、社会的孤立のみ、調整後の解析で居住環境との間に有意な群間差が認められたが、孤独感に関しては有意な地域
格差は認められなかった。
結論：次期健康づくり計画におけるこころの健康の数値目標と施策を提案した。孤独感・社会的孤立に関しては、居住環境の影響は比較的小さいことが示唆された。
研究協力者
佐々木那津
田淵 貴大

大久保 亮

４つの目標項目が掲げられている。
このうち「小
東京大学大学院医学系研究科精児科医・児童精神科医数の増加」を除く３つの神保健学分野

目標項目、すなわち「自殺者の減少」「心理的苦

地方独立行政法人大阪府立病院

痛を感じている者の割合の減少」「メンタルヘル

機構大阪国際がんセンターがん

スに関する措置を受けられる職場の増加」は、対策センター疫学統計部

第二次の数値目標を達成できておらず、今後も独立行政法人国立病院機帯広病

目標項目とする必要性が高い。またこれらに加院 精神科

えて、厚生労働省が日本全国で養成を目指している心のサポーターに関しては、精神疾患の有Ａ．研究目的健康日本 21（第二次）「こころの健康」では無や程度を問わず誰もが暮らしやすい社会の実現を目指す「精神障害にも対応した地域包括ケ- 107 -

アシステム」における普及啓発を担うものとしを高めるとするものもあれば 11)、関連がないとて位置づけられており、誰も取り残さない社会する研究もある 12)。地理的剥奪地域についてもを目指すという次期健康づくり計画のビジョン

同様に、社会的孤立と弱い関連があるとするもとも一致することから新たに目標項目とするこのと 13)、関連がないとする研究がある 14)。孤独とが適切と考えられる。

感については、近隣の人付き合いの質を考慮す

上記のうち「心理的苦痛を感じている者の割ると都市化度と関連がないとする研究や 15-17)、

合の減少」「メンタルヘルスに関する措置を受け個人の社会的つながりを調整すると地理的剥奪られる職場の増加」「心のサポーター数の増加」と関連がないとする研究がある 18)。居住環境がに関しては、次期健康づくり計画でも目標項目

個人の主観的な孤独や客観的な孤立に与える影に含められることが正式に決められている。次響は個人要因と比べて間接的で弱いと考えられ期健康づくり計画のために、これらの目標項目

るが、地域の性質によって孤独と孤立の程度にの候補に関して数値目標を設定するとともに、差があるが検討することは、今後の効果的な地

特にほとんど改善傾向が認められていない「心域での孤独・孤立への対策につながる可能性が理的苦痛を感じている者の割合の減少」に関しあり、重要なテーマである。また、都市化と地ては、これまで以上の施策を検討していく必要

理的剥奪には両者の特性が混在する地域があり、がある。

両指標の相互作用を考慮して検討する必要があ

また、上記３つの目標以外にもこころの健康に影響を与える要因は非常に多く、可能なものる。しかし、都市化度と地理的剥奪を同時に考慮した研究は少ない。

は開発目標としてモニタリングしていくことがそこで本研究では、こころの健康に関する数

望ましいという意見がある。そして、こころの値目標と施策を提案することを第一の目的とし、健康と密接に関係しうる要因に、孤独感と社会

地理的剥奪と都市化度の両者を考慮した居住環的孤立がある。孤独感と社会的孤立は、全死因

境と、孤独感・社会的孤立との関連性を調査す

死亡率、
冠動脈性心疾患と脳卒中等だけでなく、ることを第二の目的とした。

うつ病とも関連していることが示されている
7)

1-。孤独感とは、満足できる社会的関係の欠如にＢ．研究方法と手順ついての個人の主観的な認識を指し、社会的孤［研究１］

立はソーシャルネットワークの大きさや対人接「自殺者の減少」「心理的苦痛を感じている者

触の状況を客観的かつ定量的にとらえたものでの割合の減少」「メンタルヘルスに関する措置をある 8,9)。両者ともこころの健康に影響を及ぼす受けられる職場の増加」「心のサポーター数の増重要な指標であるが、概念や予測因子が異なる

加」に関して、健康日本 21 全体の考え方を踏まため、両者を分けて調査することで効果的な知

えつつ数値目標を設定した。

見を得ることができる。

また、「心理的苦痛を感じている者の割合の減

近年、地理的剥奪や都市化度などの居住環境少」に関しては、自治体の健康増進計画のレビ

は、健康の重要な社会的決定要因であると考え

ューや精神保健を専門とする研究者からの意見られるようになってきた 10)。居住環境が健康に聴取等を行い、今後の施策について検討した。

与えるメカニズムを解明する上で、孤独感および社会的孤立の不均衡な偏りがないか検討する［研究２］

ことは重要である。しかし、居住環境と孤独・

本研究は 2021 年 9 月～10 月に実施された「日

孤立との関連を検討した先行研究では、結果が本における新型コロナウイルス感染症（COVID-

一貫しない。都市に居住することが社会的孤立

19）問題による社会・健康格差評価研究（The- 108 -

Japan COVID-19 and Society Internet Survey:

であり、得点が高いほど孤独感が高いことを示

JACSIS）」のデータを用いた横断研究である。本すものである。

研究は、東京大学大学院医学系研究科・医学部

社 会 的 孤 立 に つ い て は Lubben Social

倫理委員会の承認(2020336NI-(2))および大阪

Network Scale-6（LSNS-6）の日本語版を用いて国際がんセンター倫理委員会の承認（20084-8）測定した。家族や親戚、近くに住んでいる人をを得て実施した。

含む友人全体について、「少なくとも月に１回、JACSIS2021 年調査の参加者は、2020 年８月か会ったり話をしたりする家族や親戚」「個人的なら９月に実施したベースラインの JACSIS 回答

ことでも話すことができるくらい気楽に感じら者と、インターネット調査会社（楽天インサイれる家族や親戚」「助けを求めることができるくト株式会社、
https://insight.rakuten.co.jp/）

らい親しく感じられる家族や親戚」「少なくともから新たに募集した研究パネリスト（15～79 歳） 月に１回、会ったり話をしたりする友人」「個人
から回答を募った。性別、年齢、都道府県を考的なことでも話すことができるくらい気楽に感慮して、層別に無作為に回答を収集した。

じられる友人」「助けを求めることができるくら測定項目として、まず地理的剥奪の指標につい親しく感じられる友人」の６項目で、その人いては Area Deprivation Index（ADI）を使用

数を尋ねた。回答選択肢は５件法で、回答選択

した 19)。この指標は、失業率、高齢夫婦世帯、肢と得点はそれぞれ、なし（0 点）、1 人（１点）、

高齢単身世帯、母子世帯、借家、販売・サービ

２人（２点）、３人（３点）、５～８人（４点）、

ス業、農業従事者、ブルーカラー労働者の割合

９人以上（５点）、とした。得点範囲は０～30 点などの貧困関連の国勢調査の加重和からなる。

であり、得点が低いほど、社会的孤立のレベル

ADI 得点が高いほど、地理的な剥奪度が高いこが高いことを示すものである。

とを示す。中央値で二分して使用した。
次に都市化度の指標については人口集中地区
Densely Inhabited District（DID）を使用した。

他に基本属性として、性別、年齢、婚姻状況、
教育歴、世帯年収、同居者の有無、同居の子どもの有無、就業状況について聴取した。

このデータは、2015 年の国勢調査（https://

解析方法は、居住環境については ADI の高低・

nlftp.mlit.go.jp/ksj/gml/datalist/KsjTmplt

DID の高低それぞれを用いて、４群の居住環境-A16-v2_3.html）から得られたものである。DID

変数を作成した。
居住環境変数とアウトカム（孤の得点が高いほど、都市化レベルが高いことを独感・社会的孤立）の関連は、分散分析で検討示す。中央値で二分して使用した。

した。基本属性（性別、年齢、婚姻状況、教育

孤独感については University of California,

歴、世帯年収、同居者の有無、就業状況）で調Los Angeles Loneliness Scale (Version 3)、

整後の関連は、共分散分析で検討した。調整後

Short Form 3-item (UCLA-LS3-SF3)の日本語版

解析では、
国民生活基礎調査 2019 年データを用を用いて測定した。直近 30 日間における頻度

いて人口重みづけを行った。それぞれの群間のを、「自分には人との付き合いがないと感じるこ

多重比較は、Bonferroni 法を用いて検定した。

とがありますか」「自分は取り残されていると感

男女別に感度分析を行った。
統計学的有意差は、じることがありますか」「自分は他の人たちから

両側 P 値<0.05 とした。解析は、SPSS28.0.日本

孤立していると感じることはありますか」の３語版を使用した。

項目で尋ね、回答選択肢は４件法を採用した 20)。
回答選択肢と得点はそれぞれ、決してない（１点）、ほとんどない（１点）、時々ある（２点）、
常にある（３点）、とした。得点範囲は３～９点- 109 -

Ｃ．研究結果

［研究２］

［研究１］

（1）基本属性

数値目標に関して、心理的苦痛を抱える者の

JACSIS2021 年調査の全回答者 31,000 名のう減少に関しては健康日本 21（第二次）で目標値

ち、不正回答者および ADI の情報が欠損していに到達できなかったことから、第二次のときとる回答者を除外した結果、27,520 名が本研究の同じ 9.4％を目標値とすることを提案した。メ

対象者となった。基本属性およびアウトカムのンタルヘルスに関する措置を受けることができ平均値を表１に示す。平均年齢（標準偏差）は、る職場の増加に関しては労働災害防止計画に準50.3 歳（17.0）であった。対象者全体におけるじることとし、心のサポーター数に関しては厚孤独感と社会的孤立の平均得点（標準偏差）は労省の目標に準じて 2033 年までに 100 万人とそれぞれ、4.13 点（1.66）、10.36 点（SD=6.09）

した。

であった。女性、30～44 歳、世帯年収 100 万未「心理的苦痛を感じている者の割合の減少」

満、独身、同居者なし、学生、中学校卒の学歴に対する施策として、まず自治体がとり得る施の者では、比較対象よりも孤独感の得点が高い策としては、特に豊中市のメンタルヘルス計画

傾向にあった。社会的孤立は、男性、45～59 歳、が参考になった。一次予防としては、広報誌や世帯年収 100 万未満、独身、同居者なし、現在

ホームページ、リーフレット、出前講座（市民

就労している、中学校卒の学歴の者で、より得講演会や学校・職場・保育機関等での講義・講点が低い（孤立度が高い）傾向にあった。

演等）などによる啓発や情報発信といった施策があった。二次予防としては、様々な心理的苦（2）居住環境とアウトカムの関連痛を抱えた者を対象とした相談窓口の設置と周表２は、居住環境と孤独感・社会的孤立の関知および相談体制の充実（精神疾患だけでなく、連を示している。孤独感は、粗解析では居住環

多重債務や就労困難、生活困窮に関する相談と境の４群間に有意差がみられ、ADI 高・DID 高の精神科専門機関との連携を含む）、
周産期医療機群で、平均得点が最も高かった。しかし、基本

関や母子保健事業との連携により妊産婦のうつ属性で調整後は有意差が消失した。
平均得点は、病の早期発見と受療支援による重症化予防、学ADI 高・DID 低の群で高くなっていた。社会的孤校との連携により児童・生徒のメンタルヘルス

立は、粗解析では居住環境の４群間に有意差が問題の早期発見と支援によるひきこもりからのみられ ADI 高・DID 高の群で、平均得点が最も回復、多重債務や就労困難、生活困窮に係る相低く、孤立の程度が大きかった。調整後も有意談窓口における、メンタルヘルス問題の早期発な群間差は維持されたが、最も点数の低い群は見と、専門機関等との連携による回復支援といADI 低・DID 高の群になった。調整後の居住環境った施策があった。三次予防としては、精神疾とアウトカムの関連を図１に示す。多重比較に患を持つ人の就労や社会参加のための相談支援、 おいては、社会的孤立において、３か所で有意精神疾患のある人の出産や子育てに対する関係な群間差を認めた（ADI 低・DID 低 vsADI 低・機関との連携による支援といった施策があった。 DID 高、ADI 低・DID 高 vsADI 低・DID 高、ADI
この他、研究者からの意見聴取では、孤独感を高・DID 高 vsADI 低・DID 高）。

抱える者、社会的に孤立している者、ヤングケ
アラー、神経発達症、家族など個別の集団に応（3）感度分析

じた支援や、虐待・犯罪・暴力の減少、社会の男女別に層別化した感度分析の結果を表３にスティグマ軽減をはじめとする様々な社会環境示す。主解析で示された社会的孤立の調整後モ整備が必要な施策として挙げられた。

デルにおける統計的有意差は、男性では維持さ- 110 -

表１．研究対象者の基本属性と孤独感・社会的孤立の平均 (N=27,520)

N (%)

孤独感
社会的孤立(a［得点範囲 3 – 9］
［得点範囲 0 – 30］(a
平均 (標準偏差) Ｐ値
平均 (標準偏差)
Ｐ値 (a

性別
男性

13525 (49.1)

4.04 (1.62)<0.001*9.85 (6.28)

女性

13995 (50.9)

4.21 (1.70)

15 – 29 歳

4036 (14.7)

4.35 (1.78)

30 – 44 歳

6546 (23.8)

4.40 (1.83)

9.68 (5.79)

45 – 59 歳

7481 (27.2)

4.36 (1.78)

9.14 (5.92)

60 歳以上9457 (34.4)

3.67 (1.25)

11.29 (6.17)

既婚

16610 (60.4)

3.90 (1.46)<0.001* 10.96 (5.96)

独身10910 (39.6)

4.48 (1.87)

9.45 (6.17)

中学校卒業以下

376 (1.4)

4.35 (1.93)

高等学校卒業以下

7598 (27.6)

4.12 (1.66)

10.15 (6.20)

短大・専門学校卒

6117 (22.2)

4.18 (1.70)

10.46 (5.94)

４年制大学卒12070 (43.9)

4.11 (1.64)

10.55 (6.07)

修士課程以上1359 (4.9)

4.11 (1.65)

9.76 (6.11)

300 未満300 - 500

4763 (17.3)

4.45 (1.87)

6040 (21.9)

4.11 (1.65)

10.29 (5.90)

500 – 800

5959 (21.7)

4.02 (1.55)

10.71 (5.80)

800 - 1000

2372 (8.6)

3.97 (1.49)

11.25 (5.95)

10000 以上

2544 (9.2)

3.92 (1.48)

11.78 (6.13)

無回答/不明5842 (21.2)

4.15 (1.72)

10.23 (6.29)

なし（1 人暮らし）

5746 (20.9)

4.40 (1.82)あり

21774 (79.1)

4.06 (1.61)

なし

12738 (46.3)

4.12 (1.68)

あり

14782 (53.7)

4.14 (1.65)

10.32 (6.10)

現在就労中

17099 (62.1)

4.14 (1.66)<0.001* 10.18 (6.01)

無職

9196 (33.4)

4.08 (1.65)

10.37 (6.20)

学生

1225 (4.5)

4.34 (1.80)

12.81 (5.90)<0.001*

10.86 (5.86)

年齢<0.001*

11.58 (6.12)<0.001*

婚姻状況<0.001*

教育歴0.006*

8.90 (6.58)<0.001*

世帯年収 (万円/年)<0.001*

8.98 (6.19)<0.001*

同居人の有無<0.001*

8.98 (6.16)<0.001*10.73 (6.02)

子どもとの同居
0.451

10.42 (6.08)

0.171

就労状況
<0.001*a) 得点が低いほど、社会的孤立の程度が大きいことを示す.
b) 分散分析による.
*p<0.05.

- 111 -

4.09
4.09
4.15
4.20

5483
8290
8538
5209

推定
平均
4.12
4.10
4.14
4.11

調整後
標準
誤差
0.02
0.02
0.02
0.02

(a

F 値,
p値
0.95,
p=0.417
10.58
10.32
10.39
10.16

平均

粗解析
標準
F 値,
偏差
p値
6.09
4.302,
p=0.005*
6.07
6.14
6.04
推定
平均
10.22
9.72
10.26
10.15

社会的孤立

0.06
0.09

調整後(a
標準
F 値,
誤差
p値
0.07 10.80,
0.08 p<0.001*

2777
4056
4151
2541

女性
ADI 低・DID 低
ADI 低・DID 高
ADI 高・DID 低
ADI 高・DID 高
4.19
4.16
4.22
4.31

3.99
4.02
4.08
4.08

平均

1.68
1.65
1.71
1.80

1.57
1.59
1.65
1.66
4.77,
p=0.003*2.38,
p=0.068

F 値,
p値

4.24
4.19
4.27
4.28

4.00
3.99
4.00
3.94

推定
平均

0.03
0.04
0.02
0.04

0.03
0.03
0.02
0.03

調整後
標準
誤差

(a

1.44,
p=0.2290.85,
p=0.465

F 値,
p値

11.03
10.92
10.86
10.59

10.14
9.69
9.89
9.72

平均

5.84
5.84
5.88
5.86

6.30
6.23
6.36
6.21

2.77,
p=0.040*3.20,
p=0.022*

粗解析
標準
F 値,
偏差
p値

10.69
10.33
10.66
10.59

9.73
9.13
9.86
9.69

推定
平均

社会的孤立

0.10
0.12
0.07
0.13

0.11
0.11
0.09
0.13

2.21,
p=0.0859.89,
p<0.001*

調整後(a
標準
F 値,
誤差
p値

Note: 都市化度は Densely Inhabited District (DID)、地理的剥奪を Area Deprivation Index (ADI)で測定し、それぞれ中央値で二分した。
a) 性別、年齢、婚姻状況、教育歴、世帯年収、同居者の有無、就業状況で調整し、国民生活基礎調査 2019 年のデータで重みづけを行った。
*p<0.05

2777
4056
4151
2541

男性
ADI 低・DID 低
ADI 低・DID 高
ADI 高・DID 低
ADI 高・DID 高

N

粗解析
標準
偏差

孤独感

表３．男女別の地理的剥奪と都市化度による居住環境のカテゴリとアウトカムとの関連 (N=27,520)

Note: 都市化度は Densely Inhabited District (DID)、地理的剥奪を Area Deprivation Index (ADI)で測定し、それぞれ中央値で二分した。
a) 性別、年齢、婚姻状況、教育歴、世帯年収、同居者の有無、就業状況で調整し、国民生活基礎調査 2019 年のデータで重みづけを行った。
*p<0.05.

ADI 低・DID 低
ADI 低・DID 高
ADI 高・DID 低
ADI 高・DID 高

平均

N

粗解析
標準
F 値,
偏差
p値
1.63 6.266,
1.62 p<0.001*
1.69
1.73

孤独感

表２．地理的剥奪と都市化度による居住環境のカテゴリとアウトカムとの関連 (N=27,520)

図１．地理的剥奪と都市化度による居住環境のカテゴリとアウトカムとの関連の多重比較れたが、女性では消失した。ADI 低・DID 高の群

女性、30～44 歳、世帯年収 100 万未満、独身、で社会的孤立が多いという傾向は男女ともに同同居者なし、学生、中学校卒の学歴の者では、じであった。

孤独感の得点が高かった。年齢以外は、孤独感の予測因子に関する先行研究の結果と一致した

Ｄ．考 察

21-24)［研究１］

が最も低く、これは日本の先行研究の結果と一。本研究では、60 歳以上の高齢者で孤独感

数値目標の設定に関して特に異論が寄せられ致するが 25,26)、欧州のメタアナリシスとは結果たことはないが、「心理的苦痛を感じている者のが異なる 27)。孤独感の年齢別のパターンは文脈割合の減少」に関しては、新型コロナウイルスに特異的である可能性があり、日本でのさらな感染拡大の影響で既に国民全体の精神健康が悪る調査が必要である。

化している可能性があり、目標達成が容易ではなくなるかもしれないことが懸念される。

社会的孤立は、男性、45～59 歳、世帯年収 100
万未満、独身、同居者なし、現在就労している、「心理的苦痛を感じている者の割合の減少」

中学校卒の学歴の者で、孤立度が高かった。こに対する施策に関しては、いずれも重要と考え

れらの結果は、一人暮らし、経済状況の悪さ、られるものの、自治体での実施可能性を高める

教育歴の短さが社会的孤立の関連要因であるこための様々な工夫が広く共有されていく必要がとを示す最近の報告と一致している 28,29)。日本あると考えられた。

では、社会的孤立は女性よりも男性で多いことが示されている 30-32)。就労者や中高年で高い社［研究２］

会的孤立を示したが、これは測定尺度に仕事上

本研究では、都市化度が高い地域に居住するのつながりを反映する項目がないためと考えらことが、個人の要因を調整した後でも、高い社れる。今後の研究では、社会的孤立をより正確

会的孤立と有意な関連が見られた。地理的剥奪に評価するために、多様な接触を考慮する必要との関連は、粗解析と調整後解析で傾向が異ながある。

った。孤独感については、粗解析では地理的剥

居住環境と孤独感の関連については、粗解析

奪の程度が大きさと高い孤独感に関連が見られでは地理的剥奪と関連が見られたが、調整後のたが、調整後は有意差が消失した。
全体として、

解析では有意差がみられなかった。孤独は静的

居住環境が孤独感および社会的孤立に与える影な経験ではなく、容易に変動し、複雑で多次元

響は小さかった。

的な性質をもつために地域の視点から個人の孤- 113 -

独感を理解することは困難であるという指摘がある

33,34)

ットオフではない。第三に、オンライン調査で。地域に起因する孤独感（「この地域にあるために、一般化可能性に限界がある。特に住んでいるとよく孤独を感じる」）は、地域の剥高齢者では、オンライン調査に回答できる属性

奪と関連するが、個人の孤独感とは関連しないに偏りがあると考えられる。第四に、居住環境との報告がある 18)。剥奪地域は、地域の施設がと孤独感・社会的孤立の間には、未測定の交絡少なく、犯罪率が高い、隣人との信頼関係を作因子が存在する可能性を否定できない。孤独やる機会が少ないなどの特徴がある。そのような孤立は、近隣からの直接的な支援の程度など、地域では社会的資源が利用しにくく、孤独を促

ミクロレベルの地域環境により影響を受ける可す可能性がある。本研究で評価したマクロレベ能性がある。本研究では、詳細な地域資源は考ルの地理的剥奪よりも、先行研究で指摘されて慮できておらず、緑地や丘の程度などの環境要いるミクロな環境要因（近隣の施設やサービス、因についても考慮できていない。今後は、より交通インフラ、緑地など）の方がより孤独に影

詳細な地域情報と、社会資源へのアクセスや満響する可能性がある。一方で、個人の孤独に関足度の評価を組み合わせて研究を行う必要があ

しては、確立した関連要因として、婚姻状況やる。

収入などが強く影響している可能性があり、地域との関連は弱くなると考えられる。

Ｅ．結 論

社会的孤立は、個人要因の調整後も有意な群研究１に関しては、次期健康づくり計画にお間差がみられ、
最も社会的孤立が大きい地域は、

けるこころの健康の数値目標と施策を提案した。

地理的剥奪が低く、都市化度の高い地域であっ

研究２に関しては、日本の大規模なオンライ

た。本研究と別の社会的孤立の測定尺度を使用

ン調査のデータを用いて居住環境の地理的剥奪している日本の先行研究では、人口密度の高いと都市化度が、孤独感と社会的孤立に与える影

地域に住むほど社会的孤立の割合が高くなると響を調査した。その結果、全体的には居住環境いう傾向を報告している

30)。都市化が進むほどが孤独感や社会的孤立に及ぼす影響は小さいこ

社会的孤立が高いとする海外の先行研究とも一とがわかったが、剥奪地域で孤独感の悪化する

致する結果である

11,35,36)。本研究が実施された傾向や、都市化度が高い地域で社会的孤立が高COVID-19 流行期間においては、特に友人や家族い傾向が確認された。今後は、孤独感や社会的と直接会う機会は少なくなったと考えられる。

孤立に影響を与えるさらなる環境要因について

本研究で用いた尺度は対面接触の機会を聴取し検討する必要がある。

ているため、家族や友人と離れて都市に移り住んでいる場合には、社会的孤立の程度が高くなった可能性がある。感度分析の結果では、居住

Ｆ．健康危険情報
なし

環境の影響は女性よりも男性で大きい可能性が示唆された。一般的に、男性は女性よりもソー
シャルサポートが少ないため

32)、社会的関係を拡大する機会が限られる都市部では、特に不利な状況が維持されやすいのかもしれない。
本研究にはいくつかの限界がある。第一に、横断研究デザインであり因果関係を示すことはＧ．研究発表１．論文発表1) Nishi D. Desire for Shorter Life Expectancy
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Epub ahead of print.

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- 117 -

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

健康寿命の延伸可能性に関する研究－健康寿命延伸プランが掲げる目標との整合性の検討－
研究分担者 村上 義孝 東邦大学医学部社会医学講座医療統計学分野・教授
研究要旨
健康寿命の延伸可能性に関する研究の一環として、健康寿命延伸プランが掲げる健康寿命の目
標、その適切性と健康日本 21 次期プランとの整合性を検討した。目標値として 2019 年の健康寿命「日常生活に制限のない期間の平均」の男女別の値を用い、厚生労働省「健康寿命延伸プラン」
での延伸目標を参考に算定し、2034 年の健康寿命の目標値を男性 74.56 年、女性 77.26 年と定めた。この目標値の適切性の検討を目的として、2020-2040 年の将来の死亡率・不健康割合について
9 つのシナリオを設定、健康寿命を算定した。その結果、2034 年の健康寿命の目標値は、各シナリ
オにより算定された健康寿命の最大・最小の中で中間に位置した。この中間的な予測値は今回算定した 2034 年の健康寿命と近く、値の適切性が示唆された。
研究協力者

し、健康日本 21 次期プランとの整合性を考察

橋本 修二 藤田医科大学した。

川戸美由紀 藤田医科大学医学部衛生学講座
尾島 俊之 浜松医科大学健康社会医学講座

Ｂ．研究方法１．
「健康寿命の延伸」の目標値

Ａ．研究目的平成 30 年に厚生労働大臣を本部長としたプ

本班研究テーマの一つである「健康寿命のロジェクト「2040 年を展望した社会保障・働

延伸と健康格差の縮小に関する研究」では、

き方改革本部」で「健康寿命延伸プラン」が健康寿命の年次推移、健康寿命の関連要因、示された。このプランに示された目標である

健康寿命の格差の要因、健康づくり介入によ「2016 年から 2040 年まで（24 年間で）男女とる延伸可能性等の検討を目的としている。そもに健康寿命３年の延伸」を根拠として、次の中で担当する分担課題「健康寿命の延伸可期プランの健康寿命がめざす目標値とした。

能性に関する研究」では、１年目は「健康寿1-1．基礎資料

命延伸プラン」が掲げる目標と健康日本 21 次

基礎資料として、2019 年の健康寿命「日常期プランとの整合性の検討を、２年目はコホ生活に制限のない期間の平均」の男女別の値

ート研究データを使った地域・社会経済的要（男性：72.68 年、女性：75.38 年）を用いた。

因別の健康寿命の検討と延伸可能性を、３年

1-2．方法目は 2022 年健康寿命の算定値に基づく 2034 年

厚生労働省の「健康寿命延伸プラン」では予想値の検討（延伸可能性）などを計画して『2040 年までに健康寿命を男女ともに３年以いる。

上延伸（2016 年比）』と定められている（令和今回は３年計画の初年度として、健康寿命２年版厚生労働白書、図表 2-3-1 健康寿命延伸

延伸プランが掲げる目標・その適切性を検討

プランの概要より）。これは 24 年間で健康寿命- 118 -

を３年延ばすことに相当し、１年間あたり換

認知症、関節疾患、５疾患以外の通院）に

算では 0.125 年の延伸を意味する。この値を参2010-2019 年の有病率と不健康割合を外挿した考にして、2019 年の健康寿命の値に 15 年分

上で、全集団と通院別の２つとした。外挿の（男女とも 1.88 年）を足して 2034 年の健康寿

方法（仮定など）はすべて同一とした。(A-3)

命の値とした。

の死亡率と不健康割合のシナリオの設定としては、(A-1)、(A-2)とそれ以外を考慮して、

２．健康寿命の目標値の適切性

３つの死亡率のシナリオと３つの不健康割合

上記の 1.「健康寿命の延伸」の目標値が適のシナリオを組み合わせた。(B)の健康寿命の切かを検討する目的で、将来の死亡率、不健予測としては、死亡率と不健康割合のシナリ

康割合の２つを既存資料で予測し、健康寿命

オ（９つ）による 2040 年の予測値、および、の予測を実施した。健康寿命は「日常生活に最大・最小の予測値となるシナリオの 2022-

制限のない期間の平均」、対象集団は全国、対2040 年の予測値を算定した。

象年齢は 0 歳、健康寿命の対象期間は 2019 年
から３年ごとに 2040 年までとした。計算法はChiang の生命表法と Sullivan 法とした。

2-1. 基礎資料
上記の(A-1)死亡率の予測では 2010・2013・

健康寿命の予測の手順としては、(A-1) 死亡

2016・2019 年の簡易生命表を使用した。(A-2)

率の予測、(A-2) 不健康割合の予測、(A-3) 死

不健康割合の予測では、2010・2013・2016・

亡率と不健康割合のシナリオの設定、(B) 健康

2019 年の国民生活基礎調査、介護保険事業状

寿命の予測である。表１に死亡率、不健康割

況報告と介護サービス施設・事業所調査、お合の将来予測のシナリオを示す。(A-1) の死亡

よび 2008 年から 2020 年の患者調査（５回分）、

率の予測として、全死因と疾患別（悪性新生年齢調整に用いる人口として 2010 年の国勢調物、虚血性心疾患、脳血管疾患、３疾患以外） 査と 2013・2016・2019 年の推計人口を使用しに、2010-2019 年の死亡率を外挿した。(A-2)

た。またこれら公表データに加え、前研究班の不健康割合の予測としては、全集団と通院の集計結果を利用した。

別（悪性新生物、虚血性心疾患、脳血管疾患、

表１ 健康寿命の予測値算定に使用する死亡率、不健康割合のシナリオ
死亡率のシナリオ(a) 全死亡率の外挿(b) 疾患別 1)死亡率の外挿(c)「日本の将来推計人口（平成 29 年推計）」2)の死亡率

不健康割合のシナリオ① 全集団の不健康割合の外挿②③

通院別 3)の不健康割合の外挿
2019 年移行の不健康割合が一定

1) 悪性新生物、虚血性心疾患、脳血管疾患、3 疾患以外の 4 つに分類
2) 国立社会保障・人口問題研究所による
3) 悪性新生物、虚血性心疾患、脳血管疾患、認知症、関節疾患、5 疾患以外の通院の 6 つに分類

- 119 -

2-2. 方法

（倫理面への配慮）

上記の基礎資料を元に算出した予測死亡率

本研究では、個人情報を含まない既存の統(A-1)、予測不健康割合(A-2)をもとに、死亡計資料のみを用いるため、個人情報保護に関率と不健康割合シナリオの組み合わせを設定係する問題は生じない。

し(A-3)、健康寿命の予測値を算定した。死亡率のシナリオとして以下の３つ、(a)全死亡率

Ｃ．研究結果の外挿、(b)疾患別死亡率の外挿、(c)国立社

１．
「健康寿命の延伸」の目標値

会保障・人口問題研究所による「日本の将来

表２に「健康寿命延伸」の目標値算定に関

推計人口（平成 29 年推計）」の死亡率（以下、する情報をまとめた。2034 年の健康寿命（日将来推計人口での死亡率）とした。不健康割

常生活に制限のない期間の平均）の目標値は合のシナリオとして以下の３つ、①全集団の男性で 74.56 年、女性で 77.26 年となった。

不健康割合の外挿、②疾患別の不健康割合の
外挿、③2019 年以降の不健康割合が一定とし

２．
「健康寿命の延伸」の目標値の適切性た。この死亡率の３つのシナリオと不健康割

図１に、方法の 2-2 で示した９通りのシナリ

合の３つのシナリオの組み合わせ、９通りにオによる 2019 年から 2040 年までの健康寿命のついて健康寿命の予測値を算出した。

予測値の推移を示す。図にはシナリオ a1（全表２ 「健康寿命の延伸」の目標値
健康寿命の指標：

日常生活に制限のない期間の平均

ベースライン値：

2019 年 男性 72.68 年 女性 75.38 年

目標値：

2034 年 男性 74.56 年 女性 77.26 年

設定の根拠：

健康寿命延伸プラン＊に従い、１年あたり 0.125 年の延伸と仮定した＊ 厚生労働省の「2040 年を展望した社会保障・働き方改革本部」によって、『2040 年までに健康寿命を男女ともに３年以上延伸（2016 年比）』と定められた。
注) 目標を実現するに当たっては、「日常生活に制限のない期間の平均」のみならず、「自分が健康であると自覚している期間の平均」と「日常生活動作が自立している期間の平均」についても留意することとする。

図１ 健康寿命の予測値- 120 -

死亡率の外挿、全集団の不健康割合の外挿）、のという位置づけである。健康日本 21（第二シナリオ b2（疾患別死亡率の外挿、疾患別の次）の目標値を考える際に健康のもつ多面性

不健康割合の外挿）、シナリオ c3（将来推計人を鑑み、「日常生活に制限のない期間の平均」

口での死亡率、2019 年以降不健康割合が一定） のみならず「自分が健康であると自覚していを示し、黒丸で「健康寿命の延伸」の目標値

る期間の平均」についても留意する必要があを示した。９つのシナリオの中で、男女ともる。

2022-2040 年の健康寿命はシナリオ a1 で最も次期プランの健康寿命の適切性については、

大きく(2034 年、男性：76.33 年、女性：78.25

令和元〜３年度厚生労働行政推進調査事業

年)、シナリオ c3(2034 年、男性：73.56 年、「健康日本 21（第二次）の総合的評価と次期

女性：76.28 年)で最も小さかった。シナリオ

健康づくり運動に向けた研究班」（前研究班）

b2 (2034 年、男性：75.25 年、女性：76.89 年)の分担課題「健康寿命の算定・評価と延伸可はそれらの中間に位置し、「健康寿命の延伸」

能性の予測に関する研究」での検討を進め、の目標値に近い値を示した。

９通りのシナリオに基づいた健康寿命の予測を実施した。その結果、死亡率・不健康割合

Ｄ．考 察

を疾患別に予測して算出したシナリオ(b2)の本研究は３年計画の初年度として、健康寿

健康寿命の値が目標値に近いことが分かった。

命延伸プランが掲げる目標・その適切性を検９シナリオ中、中間的な仮定に基づいたシナ

討し、健康日本 21 次期プランとの整合性を検リオ(b2)の結果と目標値が、ともに中間に位討した。健康寿命の将来値の設定の考え方は置する傾向を示したことは、今回の目標値が様々だが、今回の検討では、国の諸政策との適切であることを示唆している。また、2034

整合性を重視する立場から「2040 年を展望し

年健康寿命の目標値（男性 74.56 年、女性

た社会保障・働き方改革本部」の「健康寿命77.26 年）にみられる将来の健康寿命の延伸は延伸プラン」に示された健康寿命延伸の目標「平均寿命の増加分を上回る健康寿命の増加」

値を参考に、男女別に設定した。「健康寿命延と深い関係がある。この関係が示すように、

伸プラン」は 2019 年にまとめられたものであ

本研究で見られた健康寿命の延伸によって、り、コロナウイルス感染症流行による平均寿次期プランの健康寿命の目標が達成されると命延伸の鈍化、不健康割合の増加など、健康思われる。

寿命に与える影響が考慮されていない。この

死亡率・不健康割合の将来的な減少傾向は点に留意し、2024 年度に算定予定の健康寿命

疾患ごとに異なることが予想され、このシナ（2022 年）を用いた値の確認、もしくは必要

リオ(b2)はそれを反映させた予測といえる。

に応じた見直しが重要である。

今後、各疾患や生活習慣の目標値に関連する

今回は健康寿命の指標として「日常生活に制限のない期間の平均」を取り上げた。わが研究知見を盛り込むことで、本方法が充実することが期待される。

国の健康寿命として以下の３つ「日常生活に最後に表３に「次期プランにおける目標候制限がない期間の平均」、「自分が健康である

補と目標値、関連事項」について「健康寿命と自覚している期間の平均」、「日常生活動作の延伸」の部分を参考資料として示した。健が自立している期間の平均」がある。「日常生康寿命に関する今後の検討のスケジュールと活に制限がない期間の平均」は客観的な健康

しては、次期プランの中で 2024 年には目標値

状態の概念であるのに対し、「自分が健康であの確認、さらに３年ごとに健康寿命のモニタると自覚している期間の平均」は主観的なも- 121 -

表３「次期プランにおける目標候補と目標値、関連事項」の「健康寿命の延伸」の部分
取組目標

健康寿命の延伸（健康寿命延伸プランの2040年目標との整合性）

ベースライン値

2019年
男性 72.68年

女性 75.38年

目標値

2034年
男性 74.56年

女性 77.26年

評価に使う情報源（政府統計の種類等）

国民生活基礎調査
大規模調査

評価レベル

国・都道府県・政令指定都市

データ提供者

国

第２次との関係：新規提案・改善提案・同一目標
エビデンスの有無○：あり ×：なし
補足事項：
・諸外国の参考にした取り
組み目標
・効果に関するエビデンス
・項目の重要性について
・懸念事項
・「その他」を選んだ場合
はその中身・その他の補足事項

・健康寿命延伸プランは、2016年から2040年まで（24年間で）男女とも健康寿命３年の延伸を目標とする。単純に、１年あたり0.125年の延伸と想定し、2019年値に15年分（男女とも1.88年）を足して2034年値を予測。
・2016年と19年との間で、健康寿命は男性0.54年、女性0.59年の延伸（0.125x3=0.375年の延伸という予測値を上回る結果）
・社人研 『日本の将来推計人口（平成29年推計）』 によると、2034年の平均寿命は男性82.76年、女性89.11年と仮定。2019年比で、男性1.35年、
女性1.66年の増加。したがって健康寿命増加分（男女とも1.88年）の方が大きい。

リングを実施し、中間評価、最終評価に至る。 Ｇ．研究発表
特に新型コロナウイルス感染症流行の健康寿

１．論文発表命への影響を確認する、2024 年度の健康寿命なし（2022 年）算定が重要となる。

２．学会発表なし

Ｅ．結 論
健康日本 21 次期プランにおいて、健康寿命

Ｈ．知的財産権の出願・登録状況

延伸プランの目標通りに健康寿命が延伸した

１．特許取得場合、2034 年健康寿命の値は男性 74.56 年、なし

女性 77.26 年となり、本研究によりその適切性が確認された。

２．実用新案登録なし
３．その他

Ｆ．健康危険情報なし

なし- 122 -

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

栄養・食生活に関する数値目標と施策の提案
研究分担者 村山 伸子 新潟県立大学人間生活学部・教授
研究要旨
次期健康づくり運動プラン策定・実施・評価に関して、学術的エビデンス・手法をもとに、行政上の課題の解決を目指す。令和４年度の本研究は、先行研究や自治体行政栄養士へのヒアリング等をもとに、栄養・食生活分野のロジックモデルの更新、目標項目、目標値の検討を行うことを目的とした。健康日本 21（第二次）の評価結果、先行研究等をもとに、栄養・食生活分野の目標として、（１）栄養状態：適正体重の維持６指標、（２）食物・栄養素摂取：適切な量と質の食事２指標、（３）
食行動：健康的な食行動１指標、（４）食環境：健康で持続的な食環境２指標を提案した。
食環境以外の目標については目標値を設定した。次期健康づくりプランの目標に焦点をあててロジックモデルを更新した。
Ａ．研究目的

さらに、今後の参考になるよう食環境整備に

厚生労働省により令和４年度に健康日本 21

ついて世界の動向を整理し、指標については日（第二次）の最終評価が実施され、それを受け本の都道府県行政栄養士４名へのヒアリングをて次期国民健康づくりプランが策定された。本実施した。

研究は、次期国民健康づくりプランの策定・実施・評価に関して、学術的エビデンス・手法をもとに、行政上の課題の解決を目指す。令和４２）目標値の設定
ヘルシーピープル 2030 のフローチャート（図年度の本研究は、先行研究や自治体行政栄養士

１）で確認し、以下の方法で設定した。

へのヒアリング等をもとに、栄養・食生活分野①「整合性に基づく設定」として、健康への効のロジックモデルの更新、目標項目、目標値の検討を行うことを目的とした。

果が期待できる値を優先②①が現状値と乖離している場合は現実的な値をパーセント目標、予測値に基づく目

Ｂ．研究方法標設定で検討。

１）目標項目の設定①が不明の場合も同様。

先の研究班で作成したロジックモデル、健康
日本 21（第二次）の最終評価結果、先行研究、
指標データの入手可能性等をもとに、目標項目③ ①②を総合的に見て提案
現状値を直近のデータにし、目標値を 2034 年に修正した。

を厳選した。目標項目について目標値を設定した。それ以外で重要だが、未だエビデンスが十分でない項目、統計データ入手できない項目は、
モニタリング項目として指標や目標値の設定は

３）ロジックモデルの更新
設定した目標に集約して、さらに先行研究を加えてロジックモデルを更新した。

しないこととした。今後エビデンスやデータ入手方法を作っていく項目とすることを提案した。
- 123 -

図１ ヘルシーピープル 2030：目標値の設定方法の選択

Ｃ．研究結果１）目標項目の設定
目標項目として指標と目標値を設定するものと、モニタリング項目は以下とした。目標項目の設定の根拠論文を添付する。
（１）栄養状態：適正体重の維持 1)-4)６指標

食環境の目標の内、飲食店、スーパー、コン
ビニ等における健康的な食品の販売については、評価が難しいこともあり、エビデンスが十分でなく、今後も検討が必要である。
政策の参考になるよう世界で実施されている
食環境の取組を表１にまとめた。また、都道府①低出生体重児の割合

県行政栄養士４名へのヒアリングをもとに日本②子どもの肥満

での取組指標を表２にまとめた。

③20～60 歳代男性の肥満④40～60 歳代女性の肥満

２）目標値の設定⑤20～30 歳代女性のやせ設定した目標値を表３に示す。

⑥高齢者のやせ2034 年の目標値について、「整合性に基づく（２）食物・栄養素摂取：適切な量と質の食事設定」、パーセント目標、予測値に基づく目標設

２指標（３モニタリング指標）

定を全て記載した。食環境指標については、入①食塩摂取量 5)-7)、②野菜摂取量 8)-9)（果物、飽和脂肪酸、菓子・嗜好飲料）

手可能で根拠のある指標が見当たらず、設定できなかった。

（３）食行動：健康的な食行動
１指標（１モニタリング指標）①主食・主菜・副菜 10)-12)（必要な食物が買えない経験）（４）食環境：健康で持続的な食環境
２指標（３モニタリング指標）３）ロジックモデルの更新
更新したロジックモデルを図２に示す。次期
健康づくりプランで採用された目標について、インプット、アウトプット、アウトカム（目標）のつながりを示した。

①食品中の減塩等 13)-15)②給食施設での栄養管理 16)-22)（スーパー等食品販売店、職域の食環境、
財務省塩需給データ）- 124 -

表１ 世界で実施されている食環境整備の取組
食物の生産・流通・加工・販売システム

食物と情報が一体化

食情報提供のシステム

家庭・家庭内の保存、調理、食事提供

学校・
職場

・給食・食堂での健康的なメニュー提供
・自動販売機で健康的な飲食物を販売
・健康的なメニューや食品を安くする（補助）・給食の栄養成分表示
・販売時に健康的な商品のプロモーション・保育所、学校、職場での健康情報提供地域

・国内の農業、漁業による生鮮品の安定供給
・食品製造の場の脂肪、砂糖、食塩等の含有量の低減
・食品流通、販売、飲食店（ファストフード店、
コンビニ、アウトレット/スーパー、直売所）での健康的な食物へのアクセスを良くし、健康
的でない食物へのアクセスを悪くする（近接性、販売量、価格）
・高齢者への配食サービス

・外食や惣菜の栄養成
分表示
・販売時に健康的な商品のプロモーション、インセンティブ、インストラク
ション・マスメディア、インターネット
による健康情報提供
・過剰マーケティング、広告の業界の自主規制
・地区組織、NPO、自主グループからの情報提供
・保健・医療・福祉・社会教育機関からの情報提供

国の制 ・健康的でない食物の販売規制
度・政策 ・健康的でない食物への課税、健康的な食物・栄養成分表示や
Nutrition Profilingによる
健康的な食物の識別表
示制度
・食品の誇大表示の禁止

・過剰マーケティング、広告
の禁止

への補助金

・家庭での情報提供

ここでは、暫定的に以下のように定義する
健康的な食物：人が健康に生きていくために必要な栄養素を多く含み、生活習慣病の要因となる栄養素が少ない（高齢者の低栄養予防を含む）、多くは栄養素密度が高い食物。
健康的でない食物：加工する中で、脂肪、砂糖、食塩の含有量が多く含まれる食物で、多くはエネルギー密度が高い食物。
村山伸子：第12章健康寿命の延伸と食環境整備、現在の食生活と消費行動、農林統計出版、2016.

表２ 行政栄養士へのヒアリングをふまえた食環境指標の提案〇健康的な食品や食事の提供数量、情報提供が増える（スタンダードになる）
対象

指標

食品

①厚生労働省の「健康的で持続可能な食環境戦略イニシアチブ」に登録し、減塩目標を設定した企業数（中食を扱う流通・販売企業も含む）②①の企業の年間に減らした食塩供給量

中食（弁当、総菜）①健康増進計画に、スーパーやコンビニ等の食料品店での健康的な中食の提供に関する目標を設定している自治体数（都道府県、保健所設置市、市町村）②健康的な中食を提供してる店舗数③ガイドラインに沿った配食サービスを提供している事業者数（市町村？協議会？）

給食（事業所・保育所）①健康増進計画に事業所、保育所給食での健康的な食事の提供に関する記載（目標？）がある自治体数（都道府県、保健所設置市）②健康的な食事を提供している事業所、保育所数

情報提供①住民に提供するレシピについて減塩を標準にしている自治体数②離乳食指導、乳幼児健診、国保健診で減塩について情報提供している市町村数

他分野との連携①経済産業省の健康経営優良法人で食生活の改善に向けた取組をしている法人数②農林水産計画に規格外野菜を消費者に提供することが記載されている自治体数★中食、給食は、13学協会による「健康な食事・食環境」認証制度の登録数を含める- 125 -

表３ 目標値の設定結果

栄養状態：適正体重の維持
取組目標

ベースライン値評価に使う情報 Trend analyusis
パーセント目標や％ポイ 目標値の設定方法
源（政府統計の toolの2034年予測 ント目標の場合、基準とし種類等）
値
た数値（増減何％、hの値）
絶対的な変化
トレンド分析とパーセント2
7％未満 人口動態統計 8.8％
（2010年～2020年 effect size h=0.1 6.5%
目標h＝0.1を用いて設定。
のトレンド）
effect sizr h=0.2 4.3%
目標値

低出生体重児 9.2%の割合の減少 （2500ｇ未満）（2020年）
絶対的な変化★肥満傾向の 小学5年生（肥 8%未満 学校保健統計 22.3%（2018年～2021年 effect size h=0.1 8.1%
子どもの割合の 満度20％以上）のトレンド）
effect size h=0.2 5.6%
減少
11.0% （2021年）

20歳代～60歳代の男性の肥満の割合の減少40～60歳代の女性の肥満の割合の減少
20歳代～30歳代の女性のやせの割合の減少35.1％（2019年）30%未満 国民健康・栄養 49.0 %2013年～増加しているた
め、増加を抑制した上でパーセント目標h＝0.1を用いて設定。

22.5％（2019年）

15%未満 国民健康・栄養 22.6 %絶対的な変化(2010年～2019年 effect size h=0.1 18.5%のトレンド分析） effect size h=0.2 14.8%

2010～2019年まで20％前後のため、パーセント目
標h＝0.2を用いて設定。

20歳代：絶対的な変化
20歳代 20.7％ 20歳代： 国民健康・栄養 20歳代
11.4％（2010年～ effect size h=0.1 18.7%
30歳代 16.4％ 15%未満 調査
2019年のトレンド effect size h=0.2 14.9%（2019年）
30歳代：
分析）
30歳代：絶対的な変化
10%未満
歳代

2011年～2019年まで20％前後のため、パーセント
目標h＝0.2を用いて設定。

★高齢者のや 65歳以上
せの割合の減 BMI21.5未満
少27.3％（2019年）

⾚太字︓主⽬標項⽬

アウトカム（栄養状態・
⾷網摂取・
⾷⾏動）

アウトプット

調査、NDB

調査、NDB

判定基準を食事摂取基準
2020年版に合わせる。
パーセント目標h＝0.1を用いて設定。

★指標の確認、⾒直しをした項⽬①適正体重者の増加（肥満・やせの減少︓⼩児、成⼈、⾼齢者）②適正な量と質の⾷事（主⾷・主菜・副菜がそろう⾷事）をする⼈の増加③野菜・果物摂取量の増加 ④⾷塩摂取量の減少【個⼈】
適正な体重・エネルギー摂取、主⾷・主菜・副菜がそろう⾷事摂取、
野菜・果物摂取、⾷塩摂取に関する、知識・スキル・態度の向上

効果的な栄養教育・保健指導の実施数・率の増加

プロセス

絶対的な変化（2013年～2019年 effect size h=0.1 30.4%のトレンド）悪化 effect size h=0.2 25.9%30effect size h=0.1 12.9%
20.5% (同上）
effect size h=0.2 9.7%
23％未満 国民健康・栄養 2019年から⾷事 絶対的な変化調査
摂取基準が変更さ effect size h=0.1 23.0%
れたためトレンド分 effect size h=0.2 18.9%
析できない

効果的な栄養教育・保健指導を受けた⼈の増加（取組・対策）2018年より増加傾向。
パーセント目標h＝0.1を用いて設定。

【個⼈へのアプローチ】
保育所・学校・職場・⾃治体等︓
効果的な健診・保健指導、栄養教
育（⾷育）→PHR（Personal
Health Record)、ITの活⽤【環境】（社会環境の質の向上）
適切なエネルギー量、主⾷・主菜・副菜がそろう、野菜・果物が多い、⾷塩量が低減された加⼯⾷品、惣菜、弁当、給⾷、栄養情報の増加＜⾃然に健康になれる環境づくり＞
健康的で持続可能な⾷環
境づくりのための戦略的イニ
シアチブへの参加数の増加（健康的な⾷品提供、情報提供をする事業者増加）【環境へのアプローチ】
国︓イニシアチブによる⾷品事
業者へのインセンティブ提供
⾃治体︓地域の課題に合った
効果的な⾷環境整備事業
学会・団体︓減塩⾷品認証、
スマートミール認証事業＜誰もがアクセスできる健康増進のための基盤の整備＞
利⽤者に応じた栄養管理を実施する特定給⾷施設の増加（管理栄養⼠、栄養⼠の配置）【環境へのアプローチ】
国︓⾃治体への⽀援、モニタ
リングの仕組み⾃治体︓特定給⾷施設への管理栄養⼠・栄養⼠配置促
進、適切な栄養管理に対する⽀援・指導

セッティング別のアプリ―チ
7

青字：次期プランの目標にあり

図２ 栄養・食生活のロジックモデル（2022 年度更新版）- 126 -

Ｄ．考 察１）目標項目の設定

Ｅ．結 論
健康日本 21（第二次）の評価結果、先行研究

栄養状態、食物・栄養素摂取の目標について

等をもとに、栄養・食生活分野の目標として、は、先行研究によるエビデンスも多くあり、設（１）栄養状態：適正体重の維持６指標、（２）定に問題は無いと考えられる。一方で、食環境

食物・栄養素摂取：適切な量と質の食事２指標、整備の目標、指標については、世界的にはパン（３）食行動：健康的な食行動１指標、（４）食や肉加工品等の食品中の減塩の効果 13)-15)、砂糖

環境：健康で持続的な食環境２指標を提案した。

や脂肪、食塩等を含む食品の栄養プロファイル

食環境以外の目標については目標値を設定し表示、法的規制、課税等についての政策パッケ

た。次期健康づくりプランの目標に焦点をあてージの効果のエビデンスが出されている 24）。してロジックモデルを更新した。

かし、商品販売時や飲食店での健康的な食事提供の効果についてはエビデンスが少ない。今後

参考文献の取組と効果検証の研究が必要である。

1) フランク・B・フー．小林身哉，八谷寛，小林邦彦監訳．肥満の疫学．2010．名古屋大学出

２）目標値の設定

版会．

目標値の設定でも、栄養状態、食物・栄養素

2) Crawford D, Jeffery RW, Ball K, and Brug摂取の目標の内、健康への効果がある量が示さ

J. Obesity epidemiology 2nd ed.: From

れている「適正体重」「食塩摂取量」等は、個人

aetiology to 102 public health. 2010. Oxfordの目標値の設定が可能であった。また、集団のUniversity Press.

場合、「適正体重」の範囲にある人の割合は設定

3) Blum M, Harris SS, Must A, Phillips SM,

可能であるが、食事調査が１日調査であるためRand WM, Dawson-Hughes B. Weight and「食塩摂取量」が適正範囲の人の割合は算出でbody

きないといった課題がある。

associated with premenopausal bone mass.

さらに、食行動や食環境整備の目標について

mass

index

at

menarcheareOsteoporos Int 2001;12(7):588-94.

は、健康への効果が定量的に示されていないた

4) Han Z, Mulla S, Beyene J, Liao G,

め、妥当な目標値の設定が困難という課題があ

McDonald SD; Knowledge Synthesis Group.

る。

Maternal underweight and the risk of

以上より、理想的な目標値の設定方法を用い

preterm birth and low birth weight: a

るには、健康効果がある値の設定ができるかの

systematic review and meta-analyses. Int J

問題と調査方法の問題の両方がある。

Epidemiol 2011;40(1):65-101.
5) GBD 2017 Diet Collaborators. Health３）ロジックモデルの更新

effects of dietary risks in 195 countries,

ロジックモデルについて、次期プランの目標

1990-2017: a systematic analysis for theに合わせて更新した。今後、アウトカムの項目

Global Burden of Disease Study 2017.

ごとに、インプット（対策）、アウトプット、アLancet. 2019; May 11;393(10184):1958-

ウトカムの関係を、さらに検討していく必要が1972ある。また、国の対策だけでなく、次年度は自6) Ikeda N, Inoue M, Iso H, et al. Adult

治体の対策についても検討し提案する必要がMortality Attributable to Preventable Risk

ある。

Factors for Non-Communicable Diseases
and Injuries in Japan: A Comparative Risk
- 127 -

Assessment.

PLos

Med.

2012;

9(1):

e1001160.

reduction programme. Public Health Nutr.
2012 Feb;15(2):254-61.

7) 厚生労働省「日本人の食事摂取基準」

14) He FJ, Brinsden HC, MacGregor GA. Salt

http://www.mhlw.go.jp/stf/seisakunitsuite/

reduction in the United Kingdom: abunya/kenkou_iryou/kenkou/eiyou/syokuji

successful experiment in public health. J_kijyun.html

Hum Hypertens. 2014 Jun;28(6):345-52.

8) Wand X, Ouyang Y, Liu J, et al. Fruit and15) He FJ, Pombo-Rodrigues S, Macgregor GA.

vegetable consumption and mortality from

Salt reduction in England from 2003 toall causes, cardiovascular disease, and2011: its relationship to blood pressure,cancer:strokeresponse

systematic

review

meta-analysis

of

and

dose-

prospective

cohort studies. BMJ. 2014 July; 349: g4490.

andmortality.

ischaemic
BMJ

heart

Open.

disease2014

Apr

14;4(4):e004549.

9) Mo X, Gai RT, Sawada K, et al. Coronary16) Naicker A, Shrestha A, Joshi C, Willett W,

heart disease and stroke disease burden

Spiegelman D. Workplace cafeteria andattributable to fruit and vegetable intake inother multicomponent interventions toJapan: projected DALYS to 2060. BMC

promote healthy eating among adults: A

Public Health. 2019 Jun;19(1):707.

systematic review. Preventive Medicine

10) Kurotani K, Akter S, Kashino I, Goto A,
Mizoue T, Noda M, Sasazuki S, Sawada N,

Reports 2021; 22: 101333.
17) Melián-Fleitas

L,

Franco-Pérez

A,

TsuganeS, Japan Public Health Center

Caballero P, Sanz-Lorente M, Wanden-

based Prospective Study Group. Quality ofBerghe C, Sanz-Valero J. Influence of

diet and mortality among Japanese men

Nutrition,

and women: Japan Public Health Center

Interventions in

based

Analysis with Meta-Regression. Nutrientsprospective

study.

BMJ

2016;352:i1209.

Food

and

Diet-Related

the Workplace: A Meta-

2021; 13: 3945.

11) 黒谷佳代、中出麻紀子、瀧本秀美．主食・主18) 澤田樹美、武見ゆかり、村山伸子、佐々木敏、

菜・副菜を組み合わせた食事と健康・栄養状

石田裕美．従業員食堂を利用した食環境介入

態ならびに食物・栄養素摂取状況との関連─

プログラムによる野菜類摂取量の変化．栄養

国内文献データベースに基づくシステマテ

学雑誌 2013；71(5): 253-263.

ィックレビュー．栄養学雑誌、2018；76（4）：77-88.

19) Kushida O, Murayama N. Effects ofEnvironmental Intervention in Workplace12) Ishikawa-Takata K, Kurotani K, Adachi M,

Cafeterias on Vegetable Consumption by

Takimoto H. Frequency of meals that

Male Workers. J Nutr Educ Behav. 2014;

includes staple, main and side dishes and46(5): 350-358.

nutrient intake: findings from the 201220) 三澤朱実、由田克士、福村智恵、田中太一郎、National Health and Nutrition Survey,

玉置淳子、武林 亨、日下幸則、中川秀昭、Japan Pub Health Nutr: 24(9), 2618–2628.

大和 浩、岡山 明、三浦克之、岡村智教、

13) Wyness LA, Butriss JL, Stanner SA.

上島弘嗣、HIPOP-OHP Research Group. 従Reducing the population’s sodium intake:

業員食堂における長期間の食環境介入が野the UK food standards agency’s salt

菜類の摂取量に及ぼす効果. 産衛誌 2015;- 128 -

57 (3): 97–107.

Ｆ．健康危機情報

21) 入山八江、串田 修、村山伸子、斎藤トシ子．

該当事項なし勤労者を対象とした食環境介入と栄養教育
が食塩摂取量及び行動変容の要因に及ぼすＧ．研究発表効果．栄養学雑誌 2018; 76(6): 139-155.

１．論文発表22) Iriyama Y, Murayama N. Effects if aなし

worksite weight-control programme in
obese

male

workers:A

randomized

２．学会発表なし

controlled crossover trial. Health Educ J
2013; 73(3): 247–261.

Ｈ. 知的財産権の出願・登録状況

23) Inoue H, Sasaki R, Aiso I, Kuwano T. Shortterm intake of a Japanese-style healthylunch menu contributes to prevention
and/or improvement in metabolic syndrome
among

middle-aged

men:

a

non-

randomized controlled trial. Lipids in

１．特許取得なし
２．実⽤新案登録
なし
３．その他
なし

Health and Disease 2014; 13: 57.
24) Popkin

BM

et

al.

LancetDiabetes

Endocrinol. 2021 July ; 9(7): 462–470.

- 129 -

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

健康寿命の自治体格差とその要因に関する検討
研究分担者 横山 徹爾 国立保健医療科学院生涯健康研究部・部長
研究要旨
健康日本 21（第二次）の上位目標の一つに、健康寿命（日常生活に制限のない期間の平均）の「都道府県格差の縮小」がある。同様に、都道府県健康増進計画でも健康寿命の市町村格差の縮小を目標としていることが多い。また、健康日本 21（第三次）（案）でも、都道府県は区域内の市町村ごとの健康状態や生活習慣の状況の差の把握を行い、地域間の健康格差の是正に向けた取組を位置付
けるよう努めることとされている。健康寿命の地域間格差を縮小するための対策をさらに推進するためには、格差が生じる要因を明らかにすることが望まれるが、そのための方法論は十分に示されていない。本研究では、自治体（都道府県・市町村）において健康寿命の地域間間格差の要因分析を行うための手法を開発する。
令和４年度は、全都道府県・市区町村別に、健康寿命・平均寿命と、死因別死亡、生活習慣・リ
スク因子等との関連を検討するための、それぞれの地域差や経年推移を“見える化”する資料・ツール類を作成した。今後、一部の県で市町村格差要因分析を試行して手順をまとめ、自治体担当者
が地域間格差の要因分析をできるように、具体的な分析手順書と必要なツール類をパッケージ化す
る予定である。
Ａ．目 的

慮や、年齢調整等の統計学的手法の導入なども１）

健康日本 21（第２次）

では、健康寿命の延必要であり、各自治体で最適な分析を行うこと

伸と健康格差の縮小を上位目標に掲げ、主要なは容易ではない。データの収集・分析に莫大な

生活習慣病の発症予防と重症化予防や社会生

時間や予算を費やしてしまい、具体的な取り組

活機能の維持向上、および社会環境の改善等にみが進められないようでは意味が無い。

よってこれを目指すこととしている。このうち、そこで令和４年度の本研究では、各市町村の健康格差の縮小については「日常生活に制限の健康寿命（平均自立期間）・平均寿命と、死因ない期間の平均」を指標として「都道府県格差

別死亡（標準化死亡比 SMR）
、リスク因子・生活の縮小」を目標としている。同様に都道府県や習慣等、その他の健康指標の同時点及び経年的市町村の健康増進計画でも健康寿命の地域間

変化を地域間で比較できる“見える化”ツール

格差の縮小を目標としていることが多い。また、 類を作成し、各自治体に提供することを目的と
健康日本 21（第三次）（案）２）でも、都道府県する。

は「区域内の市町村ごとの健康状態や生活習慣の状況の差の把握を行い、地域間の健康格差のＢ．方 法

是正に向けた取組を位置付けるよう努めるも活用が想定される既存データのとする。」とされている。しかし、市町村単

健康寿命の地域間格差の分析のために、自治位で活用できる既存データは限られており、人体（都道府県・市区町村）で活用が可能な既存口が少ないことによる数値の不安定さへの配データとして、健康寿命・平均寿命、死因別死- 130 -

亡、要介護情報、医療、リスク因子、生活習慣、

死因別死亡（EBSMR）の市町村地図

社会環境等が考えられる。これらを原因系～結市町村における死因別死亡の状況を表す統

果系に位置づけて（図１）、それぞれのデータ

計資料として、人口動態統計特殊報告「人口動の関係性を解釈しやすいように、一時点での比

態保健所・市区町村別統計」によって、５年分

較及び経年的な比較を行う“見える化”資料・のデータをプールして算出した SMR が、５年にツールを作成した。今年度は、健康寿命・平均

一度公表されている。直近の平成 25～29 年の寿命、死因別死亡、リスク因子、生活習慣等の同報告では、総死亡と 17 死因別 SMR のベイズ

データを扱った。

推定値(EBSMR)も公表されている。この市町村

健康寿命・平均寿命

別 EBSMR を５段階
（90 未満、90-94.9、95-104.9、

市町村における健康寿命に相当する指標と105-109.9、110 以上）に色分けして、市町村間して、要介護２以上を不健康な期間とする「日格差を把握しやすいように地図上に示した。

常生活動作が自立している期間の平均」（以下、

死因別死亡（SMR）の市町村別 10 年間の推移

３）「平均自立期間」）を用いることが多い 。都道

一時点における死因別 SMR の高低だけでなく、府県が独自に平均自立期間（呼称は自治体によ

上昇／下降傾向など、長期的な推移も地域の健って異なることもある）を計算して市町村に提康課題の把握のためには重要である。そこで、供することもあるが、国保データベース(KDB)

下記の公表資料より、2012～2021 年の毎年の市

４）

システム

を用いれば、全ての市町村で共通の

町村別総死亡及び 17 死因別 SMR と 95%信頼区間

計算方法で算出が可能である（市町村人口が少算出し、ポアソン回帰により回帰曲線と増減率ない場合には二次医療圏単位で運用することを推定してトレンド検定を行い、国・県と比較もある）。具体的には、KDB の帳票「地域の全体可能な形で図示した。

像の把握」に、「平均自立期間」と「平均余命」

・死亡数：（KDB で独自に計算した平均寿命）が 95%信頼区間とともに表示され、同帳票画面から CSV フ
ァイルでその情報を保存可能である。この CSV

各年の人口動態統計

性・死因(選択死因分類)・都道府県・市区町村別死亡数
各年の人口動態統計 性・年齢（５歳階級）・

ファイルを用いて、自市町村と県・同規模市町

死因（死因簡単分類）別死亡数（全国）

村・国との比較、および５年間の経年推移を図

・性・年齢別人口

示可能なツール（エクセルファイル）を作成した。

各年の住民基本台帳年齢階級別人口（市区町
村別）

平均寿命

－

健康寿命

＝ 不健康期間

死因別年齢調整死亡率・SMR

介護（介護給付費、認定者数）

重症化

医療（入院・外来受療率、医療費）

生活習慣病

保健指導（実施率・効果）
健診（受診率）

リスク因子

生活習慣・環境7

図１．健康寿命の要因分析のための健康指標の関係性の整理（概念図）- 131 -

・市町村合併情報と平均寿命（平均余命と表記）及び「自立して廃置分合等情報（2020 年 3 月 31 日現在）
リスク因子・生活習慣等
リスク因子・生活習慣等に関しては、全ての市町村で利用可能な特定健診データを用いる。

いない期間の平均」を、任意の年度について
県・同規模市町村・国と比較し、また経年比較も可能なものとなった。
死因別死亡（EBSMR）の市町村地図

リスク因子は、KDB の帳票「厚生労働省様式

図３の通り、総死亡と 17 死因別 EBSMR（男女（様式 5-2）健診有所見者状況」で、11 項目の別）を、全ての都道府県の市町村地図として示

検査値について有所見者の人数・割合が表示さした。地理的な分布を図示することにより地域れ、同帳票画面から CSV ファイルとしてその情格差の特徴を把握しやすいものとなった。

報を保存可能である。この CSV ファイルを用い

死因別死亡（SMR）の市町村別 10 年間の推移て、標準化該当比（SMR と同じ計算原理で年齢

図４に示したように、総死亡と 17 死因別 SMR

調整した指標）を算出したうえで、自市町村の（男女別）の 2012～2021 年の推移を、全ての５年間の経年推移を図示し、県、国との比較も都道府県・市区町村別（政令市は行政区別）に可能なツール（エクセルファイル）を作成した。

図示した。SMR は 2015 年の全国を基準とした場

生活習慣等に関しては、KDB の帳票「質問票合（「2015 年全国基準（=100）」と表示）と、各調査の経年比較」で、標準的な質問票の該当人

年の全国を基準とした場合（「各年全国基準数・割合が表示され、CSV ファイルとしてその（=100）」と表示）の両方を示した。人口や死情報を保存可能であり、同様に５年間の経年推

亡数が少ない市区町村では毎年の SMR が変動し移を図示するツールを作成した。

やすいことから、年平均死亡数と、ポアソン回

なお、国保以外のデータに関しては、過去の５）帰による回帰曲線も示した。また、10 年あたり

厚生労働科学研究で 、複数の保険者の特定健の変化率を算出し、増減傾向の p 値（トレンド診データを併合して、市町村別に標準化該当比p）も示した。前者の図は死亡状況の絶対的なを算出し、地図化するツールを開発しており、変化、後者の図は全国と比べた相対的な変化を

全国健康保険協会から必要なデータとともに意味する。例えば、女性の虚血性心疾患 SMR（図毎年提供されているので、併せて利用することの右下）は、前者の図を見ると全国（点線）でも想定する。

は大きく改善しているのに対して、市（回帰曲その他の健康指標の経年推移の分析ツール

線）はほぼ横ばいであり、そのため、対全国比

その他の健康指標についても経年的な変化を“見える化”するために、健康日本 21（第二６）次）最終評価で示された各種健康指標の経年（後者の図）では急上昇していることが分かる(トレンド p=0.043)。
リスク因子・生活習慣等推移の図と同等のものを自治体でも容易に作

図５にリスク因子、図６に生活習慣等の経年成可能なツール（エクセルファイル）を作成し推移“見える化”ツールを示す。年齢別及び総た。策定時の人数構成に年齢調整し、信頼区間数について、年齢調整しない単純割合と標準化の表示、策定時と評価時の差の検定、年齢別の該当比を、全国・県と比べることができる。

表示も可能なものとした。

その他の健康指標の経年推移の“見える化”ツ
ール

Ｃ．結 果
健康寿命・平均寿命

図７に、その他の健康指標の経年推移を把握するための“見える化”ツールを示す。健康日

図２に示したように、最大５年分のデータを

本 21（第二次）最終評価で示されたものと同等

取り込むことにより、男女別に、平均自立期間の図であり、年齢別に示すこともできる。不要- 132 -

平均余命%平均自立期間*見,-化/0123456578967665:75;5<
T国等%比較N-年度P選択S

B7C年度F累計I

値は⾒本データのため実際とは異なります。

J経年比較N-地域P選択S 保険者9地区<

保険者9地区<vXXwwwwxy市 B7C年度F累計IF男性I
平均余命F男性I
平均自立期間F要介護b以上IF男性I
F年I
W7

WY

保険者9地区<vXXwwwwxy市 B7C年度F累計IF女性I

F年I:

誤差線hXYi信頼区間

Z7

平均余命F女性I
平均自立期間F要介護b以上IF女性I

自立lmnon期間*平均F男性I
7

ZY

75Y

:5Y

6

WY

Z7

自立lmnon期間*平均F女性I

F年I 誤差線hXYi信頼区間
ZY
X7
XY

7

:

:5C

保険者
9地区<

ZZ56
ZC5W

[5Y

Z:5;
Z7

:5;

県

ZZ5C
ZY56

[56

同規模

Z:56
WX5W

:5Y

同規模

ZW5W
ZC5Y

[56

国

Z:5W
Z756

:5Y

国

ZW5W
ZC5C

[5[

保険者
9地区<

WX5Z
WZ5C

県

保険者9地区<*経年推移F男性I

F年I
6

[

C

保険者9地区<*経年推移F女性I

平均余命F男性I
平均自立期間F要介護b以上IF男性I
誤差線hXYi信頼区間
F年I
W7
WY
Z7
ZY

平均余命F女性I
平均自立期間F要介護b以上IF女性I
誤差線hXYi信頼区間
F年I
WY
Z7
ZY
X7
XY

自立lmnon期間*平均F男性I
F年I

7

75Y

:

:5Y

自立lmnon期間*平均F女性I
7

:

\[7

ZW5Z
ZC5[

\[7

[5Y

B7:

ZW5X
ZC5C

B7:

[5Y

:5C

B76

ZZ
ZC5Y

B76

[5Y

B7[

:5C

B7[

ZZ5:
ZC5;

B7[

[5Y

B7C

:5C

B7C

ZZ56
ZC5W

B7C

[5Y

\[7

WX5C
WZ

\[7

:5C

B7:

WX5Y
WZ5:

B7:

:5C

B76

WX5;
WZ56

B76

B7[

WX5W
WZ5[

B7C

WX5Z
WZ5C

F年I
6

[

C

図２．KDB の CSV ファイルを用いた平均自立期間等の比較及び経年推移の“見える化”ツール

図３．死因別 EBSMR の市町村地図（平成 25～29 年人口動態保健所・市区町村別統計）（一部）- 133 -

11229 埼玉県 和光市 （男性）11229 埼玉県 和光市 （女性）
各年全国基準（＝１００）

２０１５年全国基準（＝１００）【心疾患（高血圧性を除く）】【心疾患（高血圧性を除く）】
和光市

埼玉県

160

160

140
!
" 120
#
$
% 100
&
'
( 80
年
全
国 60
基
準 40
.
20

和光市
180

160

160

! 140
"
#
120
$
%
&
' 100
(
年 80
全
国 60
基
準 40
.
20

140
!
"
# 120
$
各 100
年
全 80
国
基 60
準
. 40

250

300

和光市

350

0

250

300

50
0

250

350

和光市

全国
350

SMRの変化率：+70.9%/10年 (ﾄﾚﾝﾄﾞp=0.043)

300
! 250
"
#
$
各 200
年
全
国 150
基
準 100
.
50

0

0
2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020 2021 （ 年）2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020 2021 （ 年）

埼玉県

300
!
"
# 250
$
%
&
' 200
(
年
全 150
国
基 100
準
.
50

0

0

【虚血性心疾患】【虚血性心疾患】
和光市

年平均死亡数：17.3人/年
SMRの変化率：+5.4%/10年 (ﾄﾚﾝﾄﾞp=0.843)

SMRの変化率：+30.3%/10年 (ﾄﾚﾝﾄﾞp=0.223)

200
!
"
#
$
各 150
年
全
国 100
基
準
.
50

! 200
"
#
$
%
& 150
'
(
年
全 100
国
基
準
. 50

2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020 2021 （ 年）2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020 2021 （ 年）

和光市

全国

SMRの変化率：+122.1%/10年 (ﾄﾚﾝﾄﾞp=0.075)

! 250
"
#
$
各 200
年
全
国 150
基
準 100
.

【虚血性心疾患】【虚血性心疾患】
埼玉県

350

0

2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020 2021 （ 年）

年平均死亡数：25.6人/年
SMRの変化率：-1.8%/10年 (ﾄﾚﾝﾄﾞp=0.933)

和光市

全国

300
!
"
# 250
$
%
&
' 200
(
年
全 150
国
基 100
準
.
50

250

2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020 2021 （ 年）

【急性心筋梗塞】

埼玉県

年平均死亡数：6.1人/年
SMRの変化率：+11.5%/10年 (ﾄﾚﾝﾄﾞp=0.808)

SMRの変化率：+101.2%/10年 (ﾄﾚﾝﾄﾞp=0.071)

!
" 200
#
$
各
年 150
全
国
基 100
準
.
50

0

2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020 2021 （ 年）

【急性心筋梗塞】

和光市

! 200
"
#
$
%
& 150
'
(
年
全 100
国
基
準
. 50

和光市

0
2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020 2021 （ 年）

【急性心筋梗塞】
全国

SMRの変化率：-2.1%/10年 (ﾄﾚﾝﾄﾞp=0.911)

2002012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020 2021 （ 年）

【急性心筋梗塞】
埼玉県

180

140

0

和光市

和光市

全国

! 120
"
# 100
$
各
年 80
全
国
基 60
準
. 40

2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020 2021 （ 年）

年平均死亡数：8.2人/年
SMRの変化率：+20.7%/10年 (ﾄﾚﾝﾄﾞp=0.628)

埼玉県

年平均死亡数：33.9人/年
SMRの変化率：-19.6%/10年 (ﾄﾚﾝﾄﾞp=0.251)

SMRの変化率：+4.7%/10年 (ﾄﾚﾝﾄﾞp=0.793)

200【心疾患（高血圧性を除く）】【心疾患（高血圧性を除く）】

和光市

全国

年平均死亡数：40人/年
SMRの変化率：-8.0%/10年 (ﾄﾚﾝﾄﾞp=0.635)

各年全国基準（＝１００）

２０１５年全国基準（＝１００）

2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020 2021 （ 年）2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020 2021 （ 年）

死亡数が非常に少ない場合（＜5人/年など）には無理に解釈しないこと（表示が乱れることもあります）。

死亡数が非常に少ない場合（＜5人/年など）には無理に解釈しないこと（表示が乱れることもあります）。

各年の人口動態統計死亡数及び住民基本台帳人口より計算（作成日：2023年3月30日）。誤差線は95%信頼区間。

各年の人口動態統計死亡数及び住民基本台帳人口より計算（作成日：2023年3月30日）。誤差線は95%信頼区間。

図４．死因別 SMR の市町村別経年推移（2012～2021 年）（一部）

厚生労働省様式（様式５－２） 健診有所見者状況（男女別・年齢調整）の経年推移 【男性】
健診受診者数
40-64歳 全国
県
65-74歳総数

H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度
970330882631756911
836188861515
58443
52396
43799
47509
50537
地域（地区）
1087
1123
1011
1056
1069
全国
2172874 2197868 2002355 1996951 2092512
県
140334139582128023120399132084地域（地区）
1997
2131
1831
1852
1953
全国
3143204 3080499 2759266 2833140 2954027
県
198777
191979171822167908182621
地域（地区）
3083
3254
2843
2908
3022

計算開始

国保データベース（KDB）のCSVファイル（厚生労働省様式（様式５－２） 健診有所見者状況（男女別・年代別））より計算。
標準化比は全国（初年度）を基準とした間接法による。誤差線は95%信頼区間。

値は見本データのため実際とは異なります

40-64歳

BMI25以上
割合（年齢調整なし）

120

35%

100

34%

65-74歳標準化比（vs.全国初年）

36%

60

32%

40

31%

20

30%
29%

0
H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度
県

割合（年齢調整なし）

H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

地域（地区）

全国

県

県

標準化比（vs.全国初年）

32%

110

100

31%

105

80

30%

100

60

29%

95

40

28%

90

20

27%

0

全国

割合（年齢調整なし）

120

H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

地域（地区）

総数

標準化比（vs.全国初年）

30%
29%
29%
28%
28%
27%
27%
26%
26%
25%
25%
24%

80

33%

全国

作成日： 2 0 2 3 / 3 / 3 0
保険者番号： 48xxxx
保険者名 ： サンプル市
地区 ：

85

26%
H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

地域（地区）

全国

県

80
H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

地域（地区）

全国

県

H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

地域（地区）

全国

県

地域（地区）

腹囲85以上割合（年齢調整なし）
52%
51%
51%
50%
50%
49%
49%
48%
48%
47%
47%
46%

標準化比（vs.全国初年）

割合（年齢調整なし）

140

52%

53%

120

52%

100

52%

100

51%
50%

60

49%

50%
50%

40

20

47%

20

0

46%
H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

地域（地区）

全国

県

地域（地区）

全国

県

105
100

49%

95

49%

90

48%

0
H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

110

51%

60

48%

標準化比（vs.全国初年）
115

51%

80

40

H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度
県

標準化比（vs.全国初年）

54%

120

80

全国

割合（年齢調整なし）

140

48%
H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

地域（地区）

全国

県

85
H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

地域（地区）

全国

県

H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

地域（地区）

全国

県

地域（地区）

中性脂肪150以上
割合（年齢調整なし）

標準化比（vs.全国初年）

割合（年齢調整なし）

標準化比（vs.全国初年）

割合（年齢調整なし）

標準化比（vs.全国初年）

35%

120

28%

120

35%

120

30%

100

27%

100

30%

100

25%

26%

80

20%
15%

5%

20

0%

0

H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度
全国

県

H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

地域（地区）ALT(GPT)31以上 40-64歳

全国

県

地域（地区）

22%

5%

21%

0

0%

全国

県

40

10%

20
H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

60

15%

40

23%

80

20%

60

24%

40

10%

25%

80

25%

60

H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

地域（地区）

65-74歳全国

県

地域（地区）

20
0

H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度
全国

県

地域（地区）

H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度
全国

県

地域（地区）

総数

図５．KDB の特定健診 CSV ファイルを用いた有所見者状況の経年推移“見える化”ツール（一部）- 134 -

質問票調査（男女別・年齢調整）の経年比較 【男性】
健診受診者数※
40-64歳 全国
県

H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度
970330882631756911
836188861515
58443
52396
43799
47509
50537
地域（地区）
1087
1123
1011
1056
1069
65-74歳 全国
2172874 2197868 2002355 1996951 2092512
県
140334139582128023120399132084地域（地区）
1997
2131
1831
1852
1953
総数
全国
3143204 3080499 2759266 2833140 2954027
県
198777
191979171822167908182621
地域（地区）
3083
3254
2843
2908
3022
※質問項目によって回答者数は少しずつ異なる

作成日： 2 0 2 3 / 3 / 3 0
保険者番号： 48xxxx
保険者名 ： A市
地区 ：

計算開始

国保データベース（KDB）のCSVファイル（質問票調査の経年比較）より計算。
標準化比は全国（初年度）を基準とした間接法による。誤差線は95%信頼区間。

値は見本データのため実際とは異なります

40-64歳

喫煙割合（年齢調整なし）

65-74歳標準化比（vs.全国初年）

30%

160

29%

140

28%

120

割合（年齢調整なし）
59%
58%
57%
56%
55%
54%
53%
52%
51%
50%
49%

100

27%

80

26%

60

25%

40

24%

20

23%

0
H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度
全国

県

H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

地域（地区）

全国

県

総数

標準化比（vs.全国初年）
49%

130

125

48%

125

47%

110

44%

105

105

43%

100

県

115

45%

110

H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

120

46%

115

全国

標準化比（vs.全国初年）

130

120

地域（地区）

割合（年齢調整なし）

42%
H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

地域（地区）

全国

県

100
H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

地域（地区）

全国

県

H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

地域（地区）

全国

県

地域（地区）

２０歳時体重から１０kg以上増加
割合（年齢調整なし）

標準化比（vs.全国初年）

9%

140

8%

120

7%

割合（年齢調整なし）

100

6%
5%

80

4%

60

3%

40

2%

20

1%
0%

0
H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度
全国

県

標準化比（vs.全国初年）

16%

14%

16%

120

14%

15%

115

15%

110

14%

105

14%

100

13%
H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

地域（地区）

全国

県

割合（年齢調整なし）

125

地域（地区）

全国

県

115

13%
13%

110

12%

105

12%

100

11%

95
H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

標準化比（vs.全国初年）
120

11%
H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

地域（地区）

全国

県

95
H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

地域（地区）

全国

県

H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

地域（地区）

全国

県

地域（地区）

１回３０分以上の運動習慣なし
割合（年齢調整なし）

標準化比（vs.全国初年）

20%
18%
16%
14%
12%
10%
8%
6%
4%
2%
0%

割合（年齢調整なし）

標準化比（vs.全国初年）

160

35%

160

35%

140

30%

140

120

30%

120

25%

100

25%

120

100
80

20%

80

60

15%

60

40

10%

40

10%

20

5%

20

5%

0

県

割合（年齢調整なし）

40%

140

H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度
全国標準化比（vs.全国初年）

160

0%

H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

地域（地区）

全国

県

地域（地区）

全国

県

60
40

20

0%

H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

地域（地区）

１日１時間以上運動なし
40-64歳80

15%

0

H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度

100

20%

全国

県

地域（地区）

0

H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度
全国

県

地域（地区）

65-74歳

H30年度 R01年度 R02年度 R03年度 R04年度
全国

県

地域（地区）

総数

図６．KDB の特定健診 CSV ファイルを用いた生活習慣等の経年推移“見える化”ツール（一部）
作業手順
入力'必要*欄,水色/塗1234567 赤9文字,数式'入129>?@変B*9CD7EFG使I*9年度?行M削除PQ必要/応S2年度M修正6>7
EVGWXYZQ[軸]^ZM入力6>7
E_G策定時D評価時?年度Q目標値D年度M入力6>7E令和,平成換算@入力7西暦/統一P2rs97G
EtG必要*年齢階級xyQ人数Q平均Q標準偏差M入力6>7
E•G図,適宜見„6…加工P2…xˆ97E‰軸„[軸?範囲M変B>Q不要*年齢階級M消6QŽ••YM書…*’G

割合％版もあり値は仮想値です

収縮期血圧?平均値?推移E男性G Ÿ¬š•歳
収縮期血圧?平均値?推移E男性G年齢階級別
収縮期血圧¥ÅÅÆÇ¨

WXYZE全体GWXYZE年齢別G
[軸]^Z

平成年
策定時
目標値
評価時E粗平均G
評価時E年齢調整平均G値
標準誤差—— ˜™š›™œ•ž Ÿ› ž˜—˜œ™
˜™
片側検定¤値¥¦§›策定時?値¨—š ˜™œ›ŸŸª— Ÿ›——š•ž— ™›˜•«¬Ÿœ 粗平均-¤®Ÿ›ŸŸ˜—š ˜™ª›•œž Ÿ›—— ˜ž— —›Ÿš«¬Ÿœ 年齢調整平均-¤®Ÿ›ŸŸ˜

水色の欄に値を入れると図が自動的に作成される

平成年—Ÿ±—•歳 ™Ÿ±™•歳 Ÿ± •歳 ªŸ±ª•歳 œŸ±œ•歳 žŸ歳±計
年齢調整?基準人口
——
Ÿ
Ÿ
˜šª
—žž
šœ
•ª
E通常,策定時?調査人数G

C?行,削除P*9»

C?行,削除P*9»

人数
平成E年G —Ÿ±—•歳 ™Ÿ±™•歳
˜—
˜™
˜
—•
™Ÿ

Ÿ± •歳 ªŸ±ª•歳 œŸ±œ•歳 žŸ歳以上 計
™ž™
ª—š
œ˜•
ª
™šª
—š
ªªŸ
šŸ
™˜˜
•
ªœ
•ª
˜—š
˜œœ
™ ˜
ªŸŸ
˜ªš
˜œœ
™—ª
ž

˜

平均値
—Ÿ±—•歳 ™Ÿ±™•歳
˜•ž
˜š ™
˜š˜•
˜˜™ª
˜˜—™

収縮期血圧?平均値?推移E男性G40-89歳
値,説明用?仮想値@6142

策定時(H22)138 mmHg

141
収縮期血圧(mmHg)

139

137

135
134

評価時(H30)
136 mmHgE年齢調整G
現時点@目標値/達P29*9'
改善傾向/3>E達成'危Ð5Ñ>G
評価-B*

140

年齢調整平均

目標値↑上記?P値'自動的/更新ˆÑ*9CD'34567
F19, F20äZ?値D一致6>
CDM確認P2…xˆ97

138

136

収縮期血圧?平均値?推移E男性G年齢階級別
160

策定時D?差E片側検定G
粗平均-¤®Ÿ›ŸŸ˜
年齢調整平均-¤®Ÿ›ŸŸ˜

140

年齢調整平均Ÿ± •歳 ªŸ±ª•歳 œŸ±œ•歳 žŸ歳以上 粗平均
˜™Ÿ›—
˜™ž›™
˜ —›˜
˜ œ›˜ ˜™•› šž • ˜ ˜›Ÿ—ª˜
˜™˜›™
˜™ž›ž
˜ ™›˜
˜ ª›ª ˜ Ÿ›ŸŸœŸ— ˜ ˜›™ž™•
˜—•›œ
˜™ž›•
˜ ™
˜ œ›™ ˜ Ÿ›™ š˜ ˜ ˜› ™ª˜
˜—š›™
˜™™›
˜™š›—
˜ Ÿ›• ˜™ž›ªžŸ•™ ˜™œ›•™ªœ
˜—œ
˜™ ›˜
˜™š›š
˜ Ÿ›™ ˜™œ›•™ž • ˜™œ›žž˜™

粗平均

目標値(R4(H34))
134 mmHgE年齢調整G

133
11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35
平成E年G
誤差線,90%信頼区間7年齢調整?基準人口,策定時?調査実施人数7120
収縮期血圧(mmHg)

143

™

100

20±29歳30±39歳80

40±49歳50±59歳60
値,_年幅?移動平均402060±69歳
70歳以上

値,説明用?仮想値@6

年齢調整

0
11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35
平成E年G

図７．各種健康指標の経年推移の“見える化”ツール- 135 -

な年齢階級をブランクにしておけば、特定の年

次年度は提供したツール類を活用するための齢幅に限定した指標も扱うことができる。

具体的な手順を整理し、研修会等の教材として使えるようなマニュアルを作成する予定であ

Ｄ．考 察

る。

既存データを用いて健康寿命の自治体格差に関連する要因を分析するための方法の一つ

Ｅ．結 論

として、生態学的研究が考えられる。生態学的

健康寿命の自治体格差に関連する要因を分研究には、同時点において多数の地域間で疾病析するために、健康寿命（平均自立期間）・平と要因との相関関係を調べる地域相関研究と、均寿命と、死因別 SMR、リスク因子・生活習慣ある地域において疾病の経年的変化と要因の等、その他の健康指標の同時点及び経年的変化

経年的変化との関係を調べる方法、多数の地域を地域間で比較できるツール類を作成した。次間で疾病の経年的変化と要因の経年的変化と年度は提供したツール類を活用するための具の関係を調べる方法（混合法）などがある。い

体的な分析手順書と必要なツール類をパッケ

ずれも因果推論には大きな制限があるが、混合ージ化して自治体に提供する予定である。

法は経年的変化と地域差という２種類の比較
を同時に行っていることから、同時点での地域＜参考文献＞

相関研究よりも結果の解釈は強化されると考1) 厚生労働省告示第四百三十号. 国民の健康えられる７）。混合法は多数の地域での健康指標の増進の総合的な推進を図るための基本的の経年的変化の違いを、関連が疑われる要因のな方針. 平成 24 年 7 月 10 日

経年的変化の違いによって説明するためにし

2) 第７回次期国民健康づくり運動プラン（令和ばしば用いられる。地域間の健康格差の縮小を

６年度開始）策定専門委員会．
【資料１】
「国

目指すためには、各地域での健康指標の経年的

民の健康の増進の総合的な推進を図るため変化の違いに着目した分析を推進することはの基本的な方針」（案）．令和 5 年 2 月 20 日.

重要であるが、市町村単位でそのような経年的https://www.mhlw.go.jp/stf/newpage_3127

変化を容易に把握できる既存データは限られ7.htmlている。各自治体でデータの収集・分析に莫大

3) 健康寿命のあり方に関する有識者研究会報

な時間や予算を費やしてしまい、具体的な取り

告書．2019（平成 31）年 3 月．

組みが進められないようでは意味が無い。令和https://www.mhlw.go.jp/stf/newpage_0407

４年度の本研究では、各市町村の健康寿命（平4.html

均自立期間）
・平均寿命と、死因別 SMR、リスク

4) 国民健康保険中央会．KDB 等利活用部会 報告

因子・生活習慣等、その他の健康指標の同時点

書．平成 30 年 8 月 30 日．

及び経年的変化を地域間で比較できるツール

https://www.kokuho.or.jp/hoken/kdb.html

類を作成した。本研究で開発したツール類を用

5) 厚生労働科学研究費補助金（循環器疾患・糖いることで分析に係る労力や時間を節減でき、尿病等生活習慣病対策総合研究事業）健診・円滑に具体的な取組へ移行することが可能と

医療・介護等データベースの活用による地区

なることが期待される。

診断と保健事業の立案を含む生活習慣病対

一方、標準化該当比等の分かりやすい指標で策事業を担う地域保健人材の育成に関する可視化した資料を提供しても、健康課題を抽出

研究（研究代表者：横山徹爾）「データ活用

して具体的な取組につなげるためには、データのための教材作成」平成 26 年度総括・分担を読み解く手順を整理することが必要である。

研究報告書．平成 27 年 3 月．

- 136 -

6) 厚生科学審議会地域保健健康増進栄養部会

Ｇ．研究発表／健康日本 21（第⼆次）推進専門委員会．健１．論文発表康日本 21（第⼆次）最終評価報告書．令和 4

なし

年 10 月．
7) Morgenstern

２．学会発表
H.

Ecologicstudiesinなし

epidemiology: concepts, principles, andmethods. Annu Rev Public Health. 1995;16:

Ｈ．知的財産権の出願・登録状況

61-81.

１．特許取得なし

Ｆ. 健康危険情報なし

２．実用新案登録
なし
３．その他
なし

- 137 -

Ⅳ．研究成果の刊行に関する一覧表（１）論文発表
１．書籍
1. 近藤克則．
健康格差社会 何が心と健康を蝕むのか＜第２版＞．東京, 医学書院，2022.

２．雑誌
1. Lu Y, Matsuyama S, Sugawara Y, Sone T, Tsuji I.
Dairy intake and incident functional disability among older Japanese adults: the Ohsaki Cohort 2006 Study.
European Journal of Nutrition, 2022;61(5):2627-2637. doi: 10.1007/s00394-022-02843-w.
2. Yokokawa Y, Sone T, Matsuyama S, Lu Y, Sugawara Y, Fukao A, Tsuji I.
How long would you like to live? A 25-year prospective observation of the association between desired
longevity and mortality.
Journal of Epidemiology, 2022 May 7. doi: 10.2188/jea.JE20210493.
3. Otsuka T, Sugawara Y, Matsuyama S, Tsuji I.
How does social support modify the association between psychological distress and risk of suicide death?
Depress Anxiety, 2022;39(8-9):614-623. doi: 10.1002/da.23265.
4. Matsuyama S, Shimazu T, Tomata Y, Zhang S, Abe S, Lu Y, Tsuji I.
Japanese Diet and Mortality, Disability, and Dementia: Evidence from the Ohsaki Cohort Study.
Nutrients, 2022;14(10):2034. doi: 10.3390/nu14102034.
5. Matsuyama S, Murakami Y, Lu Y, Sugawara Y, Tsuji I.
Changes in time spent walking and disability-free life expectancy in Japanese older people: The Ohsaki
Cohort 2006 Study.
Preventive Medicine, 2022;163:107190. doi: 10.1016/j.ypmed.2022.107190.
6. Yamato M, Matsuyama S, Murakami Y, Aida J, Lu Y, Sugawara Y, Tsuji I.
Association between the number of remaining teeth and disability-free life expectancy, and the impact oforal self-care in older Japanese adults: a prospective cohort study.
BMC Geriatrics, 2022;22(1):820. doi: 10.1186/s12877-022-03541-2.
7. Sone T, Nakaya N, Sugawara Y, Matsuyama S, Tsuji I.
Effect of social participation on the association between frailty and disability.
Archives of Gerontology and Geriatrics, 2023;110:104989. doi: 10.1016/j.archger.2023.104989.
8. 辻 一郎．
生活習慣改善と社会参加促進が健康寿命の延伸に重要．
週刊社会保障，2022;3188:42-47.
9. 辻 一郎．
特集時々刻々－健康日本 21（第二次）最終評価－総論〜健康寿命の推移，最終評価から見えてきた課題〜．
公衆衛生情報，2022;52(8):6-7.

- 139 -

10. z 一郎．
健康日本 21（第二次）最終評価の結果の概要と地方自治体に伝えたいこと．
保健医療科学，2022:71(5):378-388.
11. z 一郎．
健康寿命の延伸，健康格差の縮小．
健康づくり，2023;539:10-13.
12. z 一郎．
健康寿命の概念・方法論の整理．
月刊「統計」，2023;74(3):4-10.
13. Nakazawa N, Kusama T, Takeuchi K, Kiuchi S, Yamamoto T, Kondo K, Osaka K, Aida J.
Co-Payments and Inequality in Gingival Bleeding and Dental Visits.
International Dental Journal, 2023 Jan 13;S0020-6539(22)00266-0.
doi: 10.1016/j.identj.2022.11.009.
14. Amagasa S, Inoue S, Shibata A, Ishii K, Kurosawa S, Owen N, Oka K.
Differences in accelerometer-measured physical activity and sedentary behaviour between middle-aged men
and women in Japan: A compositional data analysis.
Journal of Physical Activity and Health, 2022;19(7):500-508. doi: 10.1123/jpah.2022-0098
15. Tanaka H, Tanaka S, Togawa K, Katanoda K.
Practical implications of the update to the 2015 Japan Standard Population: mortality archive from 1950 to2020 in Japan.
Journal of Epidemiology, 2023 Feb 11. doi: 10.2188/jea.JE20220302.
16. 橋本修二，川戸美由紀.
健康寿命の指標とその特徴：定義, 算定方法と最近の動向．
保健医療科学, 2022;71(5):408-15.
17. Otsuka Y, Kaneita Y, Tanaka K, Itani O, Kaneko Y, Suzuki M, Matsumoto Y, Kuriyama K.
Nonrestorative sleep is a risk factor for metabolic syndrome in the general Japanese population.
Diabetology & Metabolic Syndrome, 2023;15(1):26. doi: 10.1186/s13098-023-00999-x.
18. Kitajima T, Kuriyama K.
Editorial: Circadian rhythm sleep-wake disorders: Pathophysiology, comorbidity, and management.
Front Psychiatry, 2023;14:1134798. doi: 10.3389/fpsyt.2023.1134798.
19. Takaesu Y, Suzuki M, Moline M, Pinner K, Inabe K, Nishi Y, Kuriyama K.
Effect of discontinuation of lemborexant following long-term treatment of insomnia disorder: Secondary
analysis of a randomized clinical trial.
Clinical and Translational Science, 2023;16(4):581-592. doi: 10.1111/cts.13470.
20. Kuriyama K.
The association between work burnout and insomnia: how to prevent workers' insomnia.
Sleep and Biological Rhythms, 2023;21(1):3-4. doi: 10.1007/s41105-022-00431-3.

- 140 -

21. Hazumi M, Matsui K, Tsuru A, Otsuki R, Nagao K, Ayabe N, Utsumi T, Fukumizu M, Kawamura A, Izuhara
M, Yoshiike T, Kuriyama K.
Relationship between COVID-19-specific occupational stressors and mental distress in frontline and nonfrontline staff.
Heliyon, 2022;8(8):e10310. doi: 10.1016/j.heliyon.2022.e10310.
22. Otsuki R, Matsui K, Yoshiike T, Nagao K, Utsumi T, Tsuru A, Ayabe N, Hazumi M, Fukumizu M, Kuriyama
K.
Decrease in Social Zeitgebers Is Associated With Worsened Delayed Sleep-Wake Phase Disorder: Findings
During the Pandemic in Japan.
Front Psychiatry, 2022;13:898600. doi: 10.3389/fpsyt.2022.898600.
23. Matsuno S, Yoshimura A, Yoshiike T, Morita S, Fujii Y, Honma M, Ozeki Y, Kuriyama K.
Toe grip force of the dominant foot is associated with fall risk in community-dwelling older adults: a crosssectional study.
Journal of Foot and Ankle Research, 2022;15(1):42. doi: 10.1186/s13047-022-00548-1.
24. Ichiba T, Kawamura A, Nagao K, Kurumai Y, Fujii A, Yoshimura A, Yoshiike T, Kuriyama K.
Periocular Skin Warming Promotes Sleep Onset Through Heat Dissipation From Distal Skin in Patients
With Insomnia Disorder.
Front Psychiatry, 2022;13:844958. doi: 10.3389/fpsyt.2022.844958.
25. Tsuru A, Matsui K, Kimura A, Yoshiike T, Otsuki R, Nagao K, Hazumi M, Utsumi T, Fukumizu M, Mukai
Y, Takahashi Y, Sakamoto T, Kuriyama K.
Sleep disturbance and health-related quality of life in Parkinson's disease: A clear correlation between
health-related quality of life and subjective sleep quality.
Parkinsonism & Related Disorders, 2022;98:86-91. doi: 10.1016/j.parkreldis.2022.04.014.
26. Saitoh K, Yoshiike T, Kaneko Y, Utsumi T, Matsui K, Nagao K, Otsuki R, Aritake-Okada S, Kadotani H,
Kuriyama K, Suzuki M.
Associations of nonrestorative sleep and insomnia symptoms with incident depressive symptoms over 1-2
years: Longitudinal results from the Hispanic Community Health Study/Study of Latinos and Sueño
Ancillary Study.
Depress Anxiety, 2022;39(5):419-428. doi: 10.1002/da.23258.
27. 吉池卓也，栗山健一．
死別のニューロサイエンス．
精神医学, 2022;64(12):1605-1611.
28. 栗山健一．
特集にあたって．（企画）特集 精神・神経疾患に併存する過眠の背景病態と治療マネジメント．
精神医学, 2022;64(10):1307．
29. 内海智博，栗山健一．
５ 記憶の固定と情報処理における睡眠の役割 特集「認知症と睡眠」．
Progress in Medicine, 2022;42(10):33-39.
30. 栗山健一．
６ 夜型生活/昼夜逆転にどう対処するかい診断や治療のコツ～．
精神科 Resident, 2022;3(3):40-43.

特集 睡眠－覚醒障害 ～レジデントが知っておきた- 141 -

31. 松井健太郎、都留あゆみ、栗山健一．
睡眠関連運動障害 特集／睡眠障害へのアプローチ最前線.
「臨床と研究」, 2022;99(9):43-48.
32. 河村 葵，栗山健一．
不眠症と加齢・性差. 「不眠症」研究・診療の最前線．
週刊医学のあゆみ, 2022;281(10):941-947.
33. 伊豆原宗人，栗山健一．
薬剤性不眠とその周辺. 「不眠症」研究・診療の最前線．
週刊医学のあゆみ, 2022;281(10):979-985.
34. 内海智博，栗山健一．
自殺と不眠. 「不眠症」研究・診療の最前線.
週刊医学のあゆみ, 2022;281(10):1007-1013.
35. 栗山健一．
在宅睡眠脳機能評価のウェアラブルシステムと将来像．特集 ウェアラブル診断システムとしての簡易睡眠検査を再考する.
睡眠医療, 2022;16(1):37-43.
36. 栗山健一．
特集にあたって．特集 精神神経疾患の治療と QOL.
精神医学, 2022;64(3):253．
37. 栗山健一．
良質な睡眠とは：睡眠の量と質．特集 皮膚科医が学ぶ睡眠医学.
Visual Dermatology, 2022;21(3):242-244.
38. 平井 寛，近藤克則.
外出頻度を尋ねる際の外出の定義の有無により生じる「閉じこもり」群の要介護リスクの違い.
日本公衆衛生雑誌，2022;69(7):505-16.
39. Yamada K, Fujii T, Kubota Y, Ikeda T, Hanazato M, Kondo N, Matsudaira K, Kondo K.
Prevalence and municipal variation in chronic musculoskeletal pain among independent older people: datafrom the Japan Gerontological Evaluation Study (JAGES).
BMC Musculoskeletal Disorders, 2022;23(1):755. doi: 10.1186/s12891-022-05694-y.
40. Takeuchi H, Ide K, Watanabe R, Miyaguni Y, Kondo K.
Association between Increasing Social Capital and Decreasing Prevalence of Smoking at the Municipality
Level: Repeated Cross-Sectional Study from the JAGES.
International Journal of Environmental Research and Public Health, 2022;19(8):4472.
doi:10.3390/ijerph19084472.
41. Okuzono SS, Shiba K, Kim ES, Shirai K, Kondo N, Fujiwara T, Kondo K, Lomas T, Trudel-Fitzgerald C,
Kawachi I, VanderWeele TJ.
Ikigai and subsequent health and wellbeing among Japanese older adults: Longitudinal outcome-wide
analysis.
The Lancet Regional Health - Western Pacific, 2022;21:100391. doi: 10.1016/j.lanwpc.2022.100391.

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42. Mori Y, Tsuji T, Watanabe R, Hanazato M, Miyazawa T, Kondo K.
Built environments and frailty in older adults: A three-year longitudinal JAGES study.
Archives of Gerontology and Geriatrics, 2022 Jul 8;103:104773.
doi: 10.1016/j.archger.2022.104773.
43. Kimura M, Ide K, Sato K, Bang E, Ojima T, Kondo K.
The relationships between social participation before the COVID-19 pandemic and preventive and healthpromoting behaviors during the pandemic: the JAGES 2019-2020 longitudinal study.
Environmental Health and Preventive Medicine, 2022;27:45. doi: 10.1265/ehpm.22-00154.
44. 井手一茂，近藤克則.
高齢者の社会的孤立・孤独の疫学研究.
老年精神医学雑誌, 2023;34(2):117-21.
45. 井手一茂，近藤克則.
介護予防の効果-医療経済的な立場から-.
老年社会科学, 2023; 44(4):392-8.
46. 中村恒穂，井手一茂，鄭 丞媛，髙橋 聡，香田将英，尾島俊之，近藤克則.
都道府県レベルにおけるソーシャル・キャピタル指標と自殺死亡率との関連－社会生活基本調査を用いた横断研究－.
厚生の指標, 2023;70(1):16-23.
47. Ishii K, Tabuchi T, Iso H.
Trends in socioeconomic inequalities in cervical, breast, and colorectal cancer screening participation
among women in Japan, 2010-2019.
Cancer Epidemiology, 2023 Mar 27;84:102353. doi: 10.1016/j.canep.2023.102353.
48. Nishi D.
Desire for Shorter Life Expectancy From a Mental Health Perspective.
Journal of Epidemiology, 2022 Sep 30. doi: 10.2188/jea.JE20220197. Epub ahead of print.

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（２）学会発表
1. 辻 一郎．
基調報告－健康日本 21（第二次）の成果と課題－．
第 81 回日本公衆衛生学会，甲府市，2022 年 10 月．
2. 猪股 栞，陸 兪凱，村上義孝，辻 一郎．
教育歴と健康寿命との関連：大崎コホート 2006 研究，第 81 回日本公衆衛生学会，甲府市，2022 年 10 月．
3. 陸 兪凱，村上義孝，西 大輔，辻 一郎．
低中程度の心理的苦痛と健康寿命との関連：大崎コホート 2006 研究．
第 81 回日本公衆衛生学会，甲府市，2022 年 10 月．
4. 夏井康樹，陸 兪凱，佐藤俊太，菅原由美，辻 一郎．
学歴とサクセスフル・エイジングとの関連：大崎コホート 2006 研究．
第 81 回日本公衆衛生学会，甲府市，2022 年 10 月．
5. 辻 一郎．
特別講演－ポジティブ・サイコロジーと健康寿命－．
日本健康心理学会第 35 回大会，仙台市，2022 年 11 月．
6. 辻 一郎．
健康日本 21（第二次）の最終評価とこれからの健康づくり．
第 11 回日本公衆衛生看護学術総会，仙台市，2022 年 12 月．
7. 福西厚子，町田征己，菊池宏幸，小田切優子，高宮朋子，福島教照，天笠志保，中谷友樹，
埴淵知哉，樋野公宏，井上 茂．
不活動通勤者の割合および活動的な通勤への切替えの可能性に関する記述疫学研究－地域別の検討－．
第 24 回日本運動疫学会，平塚市，2022 年 6 月．
8. 井上 茂．
地球環境と身体活動・健康．
医研シンポジウム，東京都，2022 年 9 月．
9. 菊池宏幸，福島教照，天笠志保，町田征己，井上 茂．
日本人の歩数および運動習慣者の推移と将来予測．
第 77 回日本体力医学会（オンライン開催），2022 年 9 月．
10. 福西厚子，町田征己，菊池宏幸，小田切優子，高宮朋子，福島教照，天笠志保，中谷友樹，
埴淵知哉，樋野公宏，井上 茂．
通勤手段に自動車またはオートバイを用いる労働者の通勤手段の類型化に関する記述疫学研究．
第 77 回日本体力医学会 （オンライン開催），2022 年 9 月．
11. 井上 茂．
身体活動・運動の支援環境を整備するためのフレームワーク．シンポジウム「身体活動支援環境の整備とそのモニタリングをどう進めるか」.
第 77 回日本体力医学会（オンライン開催），2022 年 9 月．

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12. 片野田耕太，田中宏和，片野田耕太，十川佳代，小林廉毅.
死因ごとにみた教育歴別死亡率：国勢調査と人口動態統計のリンケージ分析（2010-15 年）.
第 33 回日本疫学会学術総会，浜松市，2023 年 2 月.
13. 栗山健一，兼板佳孝.
睡眠休養感と関連する睡眠障害，環境・行動要因．
日本睡眠学会第 47 回定期学術集会，京都市，2022 年 6-7 月．
14. 栗山健一，間中健介．
経済損失を考慮した睡眠健康診査の必要性．
日本睡眠学会第 47 回定期学術集会，京都市，2022 年 6-7 月．
15. 河村 葵，栗山健一.
女性ホルモンと睡眠問題. 性ホルモンと睡眠・健康.
日本睡眠学会第 47 回定期学術集会，京都市，2022 年 6-7 月．
16. 内海智博，吉池卓也，有竹（岡田）清夏，松井健太郎，長尾賢太朗，都留あゆみ，大槻 怜，
綾部直子，羽澄 恵，斎藤かおり，鈴木正泰，栗山健一．
高齢男性における睡眠時間の主観－客観乖離と総死亡の関連解析－．
日本睡眠学会第 47 回定期学術集会, 京都市，2022 年 6-7 月．
17. 内海智博，吉池卓也，有竹清夏，松井健太郎，河村 葵，長尾賢太朗，都留あゆみ，大槻 怜，
伊豆原宗人，篠崎未生，綾部直子，羽澄 恵，斎藤かおり，鈴木正泰，栗山健一．
Association between Sleep Sufficiency and Circadian Activity Rhythms in Community Older
Men. 地域高齢男性における睡眠充足度と概日活動リズムの関連．
第 29 回日本時間生物学会学術大会，宇都宮市，2022 年 12 月．
18. 内海智博，吉池卓也，有竹清夏，松井健太郎，河村 葵，長尾賢太朗，都留あゆみ，大槻 怜，
伊豆原宗人，篠崎未生，綾部直子，羽澄 恵，斎藤かおり，鈴木正泰，栗山健一．
地域高齢男性における概日活動リズムと睡眠充足度の関連．
BPCNPNPPP4 学会合同年会，東京都，2022 年 11 月．
19. 内海智博，吉池卓也，有竹清夏，松井健太郎，河村 葵，長尾賢太朗，都留あゆみ，大槻 怜，
綾部直子，羽澄 恵，斎藤かおり，鈴木正泰，栗山健一.
ピッツバーグ睡眠質問票の基本構造と構成要因の同定．
第 118 回日本精神神経学会学術総会，福岡市，2022 年 6 月.
20. 藤原聡子，辻 大士，中込敦士，宮國康弘，花里真道，武藤 剛，近藤克則．
地域レベルのソーシャルキャピタルと認知症リスクとの関連：JAGES９年間縦断研究．
第 81 回日本公衆衛生学会，甲府市，2022 年 10 月．
21. 李嘉き，白井こころ，磯 博康，近藤克則．
ストレス対処能力（SOC）と要介護認知症発症との関連：JAGES プロジェクト．
第 81 回日本公衆衛生学会，甲府市，2022 年 10 月．
22. 宮澤拓人，横山芽衣子，井手一茂，辻 大士，近藤克則．
通いの場におけるプログラムの種類数と３年後の高齢期うつとの関連－JAGES 縦断研究．
第 81 回日本公衆衛生学会，甲府市，2022 年 10 月．

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23. 森 優太，井手一茂，渡邉良太，横山芽衣子，飯塚玄明，辻 大士，山口佳小里，宮澤拓人，
近藤克則．
通いの場プログラム種類数と３年後の高齢者総合的機能評価の関連：JAGES 縦断研究．
第 81 回日本公衆衛生学会，甲府市，2022 年 10 月．
24. Chen Yu-Ru，花里真道，斉藤雅茂，古賀千絵，吉田紘明，中込敦士，西垣美穂，近藤克則．
高齢者における近隣環境と介護費用の関連：JAGES2010-2016 コホート研究．
第 81 回日本公衆衛生学会，甲府市，2022 年 10 月．
25. 木村美也子，井手一茂，尾島俊之，近藤克則．
高齢者の新型コロナ流行前の社会参加と流行期の感染予防/健康行動：JAGES 縦断研究．
第 81 回日本公衆衛生学会，甲府市，2022 年 10 月．
26. 渡邉良太，辻 大士，井手一茂，斉藤雅茂，近藤克則，佐竹昭介．
要介護認定発生率減少と社会参加：JAGES2010-13 と 16-19 の 2 コホート比較研究．
第 81 回日本公衆衛生学会，甲府市，2022 年 10 月．
27. 谷友香子，藤原武男，近藤克則．
調理技術は健康の決定要因か？肥満とやせとの関連：JAGES データ．
第 81 回日本公衆衛生学会，甲府市，2022 年 10 月
28. 玉田雄大，草間太郎，竹内研時，木内 桜，小坂 健，近藤克則，田淵貴大．
高齢者の喫煙状況と健康・Well-being との関連：Outcome-wide 縦断研究．
第 81 回日本公衆衛生学会，甲府市，2022 年 10 月．
29. 野口泰司，藤原聡子，鄭丞媛，井手一茂，斎藤 民，近藤克則，尾島俊之．
高齢者にやさしいまちは家族介護負担による抑うつを軽減するか：JAGES．
第 33 回日本疫学会学術総会，浜松市，2023 年 2 月.
30. 辻 大士，岡田栄作，斉藤雅茂，金森 悟，宮國康弘，花里真道，近藤克則，尾島俊之．
地域のスポーツグループ参加割合と全死因・死因別死亡:７年間の JAGES マルチレベル縦断研究．
第 33 回日本疫学会学術総会，浜松市，2023 年 2 月.
31. 上野貴之，井手一茂，佐藤豪竜，近藤克則．
高齢者の社会参加割合と高血圧・糖尿病の一人当たり医療費の地域相関分析．
第 33 回日本疫学会学術総会，浜松市，2023 年 2 月.
32. 渡邉良太，斉藤雅茂，上野貴之，井手一茂，辻 大士，斎藤 民，近藤克則．
死亡前３年間の介護サービス給付費の利用パターンの抽出：９年間の JAGES 縦断研究．
第 33 回日本疫学会学術総会，浜松市，2023 年 2 月.
33. 平井 寛，斉藤雅茂，近藤克則．
自立高齢者の外出頻度とその後の生涯介護費用の関連の検討－JAGES プロジェクト 20 年間の追跡研究．
第 33 回日本疫学会学術総会，浜松市，2023 年 2 月.
34. 笠原正幸，井手一茂，近藤克則．
年齢階層別にみた高齢者の多剤服用と要支援・要介護認定との関連：JAGES2013-19 縦断研究．
第 33 回日本疫学会学術総会，浜松市，2023 年 2 月.

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35. 田村元樹，辻 大士，井手一茂，近藤克則，花里真道，高杉 友，尾島俊之．
地域ボランティアグループ参加割合と健康・幸福の関連：３年間の JAGES 縦断マルチレベル分析．
第 33 回日本疫学会学術総会，浜松市，2023 年 2 月.
36. 谷友香子，花里真道，藤原武男，鈴木規道，近藤克則．
歩道の多いウォーカブルな地域では認知症リスク減：JAGES コホートデータ．
第 33 回日本疫学会学術総会，浜松市，2023 年 2 月.
37 竹内寛貴，井手一茂，河口謙二郎，花里真道，近藤克則．
建造環境と社会参加との関連：JAGES2013-2016-2019 縦断研究．
第 3 回社会関係学会，千葉市，2023 年 3 月．

（３）報道・その他
1. 栗山健一.
睡眠は「休養感」が鍵 お年寄りの長寝に注意．47NEWS,2022 年 5 月 31 日 デジタル．
2. 栗山健一.
夜の睡眠「休養感」が鍵 死亡リスク影響の可能性．神戸新聞，2022 年 5 月 23 日 朝刊．
3. 栗山健一.
睡眠は「休養感」が鍵 お年寄りの長寝に注意．山陰中央新報，2022 年 5 月 19 日 日刊．
4. 栗山健一.
睡眠は休養感が鍵 お年寄り、長寝に注意．徳島新聞，2022 年 5 月 19 日 日刊．
5. 栗山健一.
睡眠は「休養感」が鍵 高齢者は長寝に注意．中部経済新聞，2022 年 5 月 19 日 日刊．
6. 栗山健一.
睡眠は「休養感」が鍵 高齢者は長寝に注意．北海道新聞，2022 年 5 月 18 日 日刊．
7. 栗山健一.
睡眠の「休養感」健康指示の鍵．静岡新聞，2022 年 5 月 17 日 夕刊．
8. 栗山健一.
65 歳以上、必要以上の長寝はリスク 睡眠 鍵は休養感．山陽新聞，2022 年 5 月 17 日 朝刊．
9. 栗山健一.
睡眠は「休養感」が鍵．東奥日報，2022 年 5 月 16 日 日刊．
10. 栗山健一.
睡眠時の休養感 健康の鍵に．信濃毎日新聞，2022 年 5 月 12 日 日刊．
11. 栗山健一.
休養感ある睡眠で健康維持．大分合同新聞，2022 年 5 月 12 日 日刊．
12. 栗山健一.
睡眠は「休養感」が鍵．佐賀新聞，2022 年 5 月 11 日 日刊．

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13. 栗山健一.
睡眠は「休養感」が鍵．長崎新聞，2022 年 5 月 10 日 日刊．
14. 栗山健一.
睡眠は「休養感」が鍵．北日本新聞，2022 年 5 月 10 日 日刊．
15. 栗山健一.
睡眠は「休養感」が鍵 高齢者、長寝は悪影響も．秋田魁新報，2022 年 5 月 7 日 日刊．
16. 栗山健一.
睡眠は「休養感」が鍵に．千葉日報，2022 年 5 月 6 日 日刊．
17. 栗山健一.
睡眠で重要なことは「休養感」 高齢者で死亡リスク左右．京都新聞，2022 年 5 月 5 日 デジタル．

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