健康支援
第17巻2号

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42 ヶ月間の身体活動量増進プログラム期間における中高齢者男女の歩数推移
宮崎 亮１）, ２）, ３），米井 嘉一２），綾部 誠也４），青木 拓巳５），
河口八重子３），桑原 健輔５），石井好二郎５）

Daily step counts during a 42-month physical activity promotion
program among middle-aged and older males and females
Ryo MIYAZAKI１）２）３）, Yoshikazu YONEI ２）, Makoto AYABE ４）, Takumi AOKI ５）,
Yaeko KAWAGUCHI ３）, Kensuke KUWAHARA ５）, Kojiro ISHII ５）

Abstract
Objective：
We herein evaluated the trends in daily step counts among middle-aged and older males and females during a
42 -month physical activity promotion program.
Methods：
Seventeen males and 25 females（age: 68±6 years）were instructed to wear a pedometer every day throughout the
study period. The step data of the seven males and 15 females（age: 71± 5 years）who completed the study were
included in the analysis. The individual step goals were determined monthly as follows: an increase of 1 , 000 steps/
day（for participants below 5 , 000 steps/day）, the achievement of 7 , 500（for participants with 5 , 000 - 7 , 500 steps/day）or 10 , 000 steps/day（for participants with 5 , 000 - 7 , 500 steps/day）, or the maintenance of their daily step count（forparticipants over 10 , 000 steps/day）.
Results：
The daily step counts of the participants changed significantly during the 42 -month program（ = 6 . 451，p< 0 . 001）;
however, none of months changed significantly compared to the baseline levels. The mean achievement rate of themonthly step goals was 31 . 6 %. When the participants were divided into groups based on gender, age or the baseline
step counts, age was not found to influence the longitudinal changes. When the participants were divided based on age
group（< 65 years, 65 - 74 years and ≧ 75 years）, a significant interaction was found（time, p< 0 . 001 ; group, p= 0 . 818 ;interaction, p= 0 . 01）. However, among the 3 age groups, the changes in the number of daily steps were quite similar.
When the participants were divided into groups based on the baseline step count, there were associations between
the baseline step count and the step counts in 38 of the 42 months. In the lower step count groups in particular, there
was no increase in the step count during the program. A multiple regression analysis showed that the step count at
the final month was associated with the baseline step count（adjR 2 = 0 . 323 ; p= 0 . 003）. Gender, age and BMI were notfound to be associated with the mean step count during the course of the study.
Conclusions：
These data suggest that the baseline step count may contribute to the longitudinal changes in the daily steps during aphysical activity promotion program.
: pedometer; walking; step count; elderly; intervention

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１）東亜大学人間科学部スポーツ健康学科 〒751‑8503 山口県下関市一の宮学園町2‑1
Department of Sports and Health Sciences, Faculty of Human Sciences, University of East Asia
2-1 Ichinomiya Gakuencho, Shimonoseki-shi, Yamaguchi 751-8503, Japan
TEL： 083‑257‑5165 E-メール：r-miyazaki@toua-u.ac.jp
２）同志社大学大学院生命医科学研究科 〒610‑0394 京都府京田辺市多々羅都谷1‑3Graduate School of Life and Medical Sciences, Doshisha University, 1-3 Tatara-Miyakodani, Kyotanabe-shi, Kyoto 610-0394, Japan３）国立病院機構京都医療センター臨床研究センター 〒612‑8555 京都府京都市伏見区深草向畑町1‑1
Clinical Research Institute, National Hospital Organization Kyoto Medical Center, 1-1 Fukakusa Mukaihata-cho, Fushimi-ku, Kyoto 612-8555, Japan４）岡山県立大学情報工学部 〒719‑1197 岡山県総社市窪木111
Faculty of Computer Science and System Engineering, Okayama Prefectural University, 111 Kuboki, Soja-shi, Okayama 719-1197, Japan
５）同志社大学スポーツ健康科学部 〒610‑0394 京都府京田辺市多々羅都谷1‑3Faculty of Health and Sports Science, Doshisha University, 1-3 Tatara-Miyakodani, Kyotanabe-shi, Kyoto 610-0394, Japan

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Ⅰ．はじめに期間の連続データであり，長期間の身体活動量増加プロ

疫学研究において，身体活動量の高い中高齢者は，生グラム期間における連続的な身体活動量は未だ報告され活習慣病および身体諸機能低下などのリスクが低いことていない．歩数計が歩数を自動的に記録する機能を用い１）が示されている ．特に，高い身体活動量を長期間維持して，中高齢者の身体活動量が，「いつ，どのような変化ている者は，そうでない者（身体活動量が低い者および，をするのか」を客観的かつ連続的に調査することは，今

過去は高い身体活動量であったが低下した者）に比べ，生後，歩数計を用いた健康増進を目的とする長期間の運動

２,３）

．その

プログラムを実施するにあたり，適切な期間，対象者，ような背景より，中高齢者を対象とした長期間の身体活動性差などを知るために基礎的かつ有益な情報と思われ量増加介入が数多く行われており，中高齢者における生活る．

活習慣病に罹患しにくいことも報告されている

４）５）

習慣病予防 ，身体機能の維持 などの健康的便益が報告

そこで本研究では，中高齢者男女を対象にした 42 ヶされている．

月間の簡便な身体活動量増進プログラム中の歩数を，歩

日常生活下で客観的かつ非侵襲的に身体活動量を測定

数計を用いて連続的に測定し，期間中の歩数推移と対象６）する手法として，フィールド研究では歩数計 が用いら者背景との関係を検討した．

れている．歩数計を用いた身体活動量増加介入は，平均 18 週間で平均 2 , 491 歩の歩数増加７）をもたらし，中高Ⅱ．方法

齢者に対して減量，安静時血圧，脂質代謝指標等の医学

１．対象者

マーカーに対する健康的便益も示されている８,９）ことか

対象者は，歩数量増加を目的とした運動プログラム

ら，歩数計を用いた健康づくりは，費用対効果・利便性に 42 ヶ月間（2008 年 12 月〜 2012 年５月）参加した中高などの面でさらなる発展が期待される．

齢者とした．対象者の募集は，京都市下京区有隣地区の敬老会（会員数 350 名）を利用して，公民館の掲示板ま歩数計を用いた身体活動量増加介入は，短期間では身７, 10）

であるが，長期間となるとそたは地区内のチラシ等を通して行った．その結果，中の効果は一致した見解が得られていない 11）．したがって，

高齢ボランティア 42 名（男性 17 名，女性 25 名，68 ±６

長期間の身体活動量増加の試みにおいて，期間を通じて歳）が本研究に参加した．本研究に参加した 42 名のうの身体活動量がどのように推移しているかを連続的に測ち，後述する理由により 20 名を解析から除外した．し定・分析することが重要と思われるが，その知見は不足

たがって，統計解析は 22 名（男性７名，女性 15 名，71

している．第一に，期間の面では，歩数計による介入期±５歳，61 〜 81 歳）で行った（以下，継続者とする）．

体活動量増加に効果的

11）

間は 12 ヶ月間以上が４研究しか報告されていない ．第参加者 42 名の運動習慣は，開始時の調査（質問紙）16）よ二に，連続測定の面では，身体活動量データは，長期間り，男性 3 . 0 ± 2 . 9 日 / 週，女性 2 . 8 ± 2 . 4 日 / 週であり，の介入となるに従い，介入前後，多くとも途中経過のみ

先行研究での同年代における結果（人間ドックを受診し８）

は，24 ヶ月間のた平均 64 歳の男女）
での，男性 2 . 5 ± 2 . 5 日 / 週，女性 2 . 5

監視型運動プログラム中における日常的な歩数を測定し± 2 . 6 日 / 週 17）とほぼ同程度であった．解析からの除外ており，ベースライン時に 6 , 740 ±1 , 326 歩であった歩者 20 名の内訳は，研究離脱者（14 名），歩数データ欠損数が，１，６，15，24 ヶ月後に一貫して 8 , 500 〜 11 , 000 歩者（４名）および歩数データが外れ値だった者（２名）での範囲で推移していたと報告している．しかし，この歩あった．本プログラムは，後述するように，42 ヶ月間のデータとなる．例えば Sugiura et al.

数データは各時期に連続７日間に限り測定されたものでを４期に分けた健康教室であった．研究脱落者は，14ある８）．すなわち先行研究は，身体活動量を数日間から名全員が各期の終了時に，自己意思により離脱し，各期

数週間に限り連続的に記録したものであり，測定期間はの途中に離脱した者や持病の悪化により脱落した者はい

12）

13）

８,９, 14）

それぞれ３日間 ，５日間 ，７日間である．さらに，なかった．歩数データ欠損者４名は 42 ヶ月間継続してそれらのほとんどが介入前後の二度のみのデータであり，参加したが，歩数計装着不十分と判断された者だった．

わずかに数件のみ，３回以上の間欠的な測定（季節毎や１

最後に，２名は Smirnov-Grubbs 検定により，歩数が外

年毎など）を実施している８, 14）．

れ値（期間中の平均歩数が 25 , 000 歩以上）であったため

毎日または毎週などの連続測定による身体活動量デー解析から除外した．なお，除外者は継続者と比べ，年齢15）に限られる．森村らは，８は有意に低く（67 ±６歳，p= 0 . 047），開始時の歩数は週間の介入において，３‑８週目まで中等度強度の身体有意に高かった（10 , 336 ± 4 , 797 歩，p= 0 . 023）．体格指

活動量は継続して増加するが，高強度の身体活動量は変数（Body Mass Index; BMI）は継続者との間に差が見ら

タの推移は，森村らの報告

15）

化しなかったと報告している ．しかし，この研究も短れなかった（23 ±３，p= 0 . 771）
．本研究は，ヘルシン
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キ宣言を踏襲し，全ての研究プロトコールについて同志

タ登録ソフト；コナミスポーツ＆ライフ，東京都）を用社大学倫理委員会の承認を得た．対象者には研究開始時

いて検者がパソコンに記録し，歩数計はその場で対象者に研究の趣旨を説明の上，文書で同意を得た（承認番号に返却した．

0815）．

本研究で用いたオムロンには，２軸の加速度計が内蔵されており，腰部に装着した場合，各自由歩行速度における歩数の実測値との誤差が３% 未満と報告されている 20）．コ

２．歩数計を用いた身体活動量増進プログラム
身体活動量増進プログラムは，歩数計を装着させ，印

ナミには３軸の加速度計が内蔵されており，運動介入でも刷物による目標歩数を毎月指示することで構成された．

用いられている 21）．２種類の歩数計による歩数データの補本プログラムは有隣地区で継続して展開されており
18）

それぞれ５ヶ月間 ，13 ヶ月間

18 , 19），

正を目的として，研究期間中の１ヶ月間，24 名の対象者に

19）の歩数増加により，医上記２種の歩数計を両方とも装着させた．０歩と記録され学マーカーの改善を認めている．本プログラムは，42 ヶた日は解析から除外した．その結果，２種類の歩数計間で月間を４期に分けて実施された．研究の流れを図１に示

歩数に有意な差が見られた（p< 0 . 001，95％信頼区間1,131

す．期間は，１期のみ５ヶ月間，２〜４期以降はそれぞれ−2 , 405 歩，平均二乗誤差133 歩，差1, 768±312 歩，標準

１年間の合計３年５ヶ月間（42 ヶ月間）であった．研究開

誤差 312 歩）．そこで，歩数計間の差の補正を目的に，回帰始時には，12 時間以上の空腹の後，朝９時から10 時の間式を検討したところ，有意な回帰式が得られた（オムロン歩に身長および体重を測定し，得られたデータよりBMI を

数を Y，コナミ歩数を Xとしたとき，Y= 0 . 954 X-1285 . 7．

算出した．

r= 0 . 967，p< 0 . 001，推定値の標準誤差 721歩）．コナミの歩数はこの式により補正して表した．そして，オムロン歩᦭㓞࿾඙ᢘ⠧ળ䋨੩ㇺᏒ䋩ᚲዻ⠪ (n=350)

り૕ᵴേ㊂Ⴧട䊒䊨䉫䊤䊛䋨╙1ᦼ䋩 (n=42)数（平均10 ,112±6 , 264 歩）とコナミ歩数（上記式により補正）（平均10 ,112±6 , 058 歩）との間で信頼性を検討するた

1-5᦬⋡
䋨2008ᐕ12᦬- 2009ᐕ4᦬䋩

め級内相関係数（ICC）を算出したところ，0 . 968と非常に⣕⪭⠪ (n=4)
り૕ᵴേ㊂Ⴧട䊒䊨䉫䊤䊛䋨╙2ᦼ䋩 (n=38)高かった．したがって，補正されたコナミのデータは，オ6-17᦬⋡
䋨2009ᐕ5᦬- 2010ᐕ4᦬䋩

ムロンと同一のものとして扱った．

⣕⪭⠪ (n=9)
り૕ᵴേ㊂Ⴧട䊒䊨䉫䊤䊛䋨╙3ᦼ䋩(n=29)

18-29᦬⋡䋨2010ᐕ5᦬- 2011ᐕ4᦬䋩

２‑２．歩行指導⣕⪭⠪ (n=1)
り૕ᵴേ㊂Ⴧട䊒䊨䉫䊤䊛䋨╙3ᦼ䋩(n=28)

歩行指導は印刷物配布により実施した．その内訳は，
30-42᦬⋡䋨2010ᐕ5᦬- 2011ᐕ5᦬䋩

ニューズレターと個人別歩数実績表であった．ニューズ
レターは竹中 22）を参考に，歩数増加の動機付けとして作㒰ᄖ⠪ (n=6)- ᱠᢙ䊂䊷䉺ਇචಽ(n=4)- ᱠᢙᄖ䉏୯ (n=2)⛮⛯⠪ (n=22)成した．個人別歩数実績表には回収した歩数データを元
࿑1.㩷 ⎇ⓥ䈱ᵹ䉏に算出した個人別の当月平均歩数，さらに以下の基準により翌月目標歩数を記入した．印刷物は毎月の歩数デー

図1. 研究の流れ

タ取り込み時に各対象者に配布した．したがって目標
歩数は２‑ 42 月目に提示した．目標歩数は，先行研究を

２‑１．歩数計および歩数データの取り扱い
対象者には２種類の加速度式歩数計（Walking style

参考に，5 , 000 歩未満の者に対しては 1 , 000 歩の増加 23），HJ- 720 IT；オムロンヘルスケア，京都市，ならびに5 , 000 歩 以 上 7 , 500 歩 未 満 の 者 に 対 し て は 7 , 500 歩 24），

e-walkeylife 2；コナミスポーツ＆ライフ，東京都）を貸

7 , 500 歩以上 10 , 000 歩未満の者に対しては 10 , 000 歩 24），

与した．オムロン製歩数計（以下オムロン）は１〜 30 月

10 , 000 歩以上の者に対しては歩数の維持 23）とした．

目，コナミ製歩数計（以下コナミ）は 31 〜 42 月目に装着させた．対象者には，歩数計を就寝時，入浴時その他の

３．歩数データおよび目標歩数達成率の取り扱い

浸水時を除く終日，研究期間中，継続して腰部に装着す

歩数データは１日あたりの歩数（歩 / 日）として表し，るよう指示した．そのうえで，歩行運動のタイミングは

その後，毎月，月別平均歩数（歩 / 日）を算出した．目標

特に指定せず，個人の生活スタイルに合わせて運動させ歩数達成率（%）は，各月の目標歩数を達成した対象者のた．歩数データ収集の為，対象者には月に一度以上歩数割合を算出した（達成者数／全対象者数× 100）．41 ヶ計を指定箇所に持参させた．データは，オムロン専用ソ

月間の平均目標歩数達成率は，各月の目標歩数達成率をフト（Bi-Link Professional Edition 2 . 0；オムロンヘルス

合計して 41 で除し，その後 100 を乗じて算出した．

ケア，京都府），コナミ専用ソフト（e-walkeylife 歩数デー
44

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目標歩数達成率は 31 . 6 %（０% 〜 98 %）であった．開始

４．統計解析
月毎の歩数の比較には，重複測定の一要因分散分析を

時 10 , 000 歩以上であった者の達成率は約 70 %，開始時用い，多重比較は Dunnet 検定を用いた．性別，年齢層

5 , 000 歩未満の者の達成率は約６% であった．開始時の別，開始時における歩数別の歩数推移には，重複測定の平均歩数が低い者ほど，時間の経過とともに達成率が下

一要因分散分析を用い，多重比較には，２群の場合は対がる傾向が見られた（図３）．

応のない t 検定を，３群以上の場合には Tukey HSD 検定

次に，群に分け歩数を分析した．男女別，開始時のを用いた．さらに，最終月（42 月目）の平均歩数または歩数別の対象者背景を表１‑２に示す．男女間で，年齢42 ヶ月間平均目標歩数達成率を従属変数とし，開始時（p= 0 . 829）および開始時の歩数（p= 0 . 828）に差は見ら（１月目）歩数，年齢，性別および BMI を独立変数としれず，42 ヶ月間の歩数推移にも違いは見られなかった．

た，ステップワイズ法による重回帰分析を行った．デー

男性の歩数は，13 〜 15 月目において，女性より有意に

タはすべて平均値±標準誤差（SEM）で示し，有意水高値を示した（全て p< 0 . 05；図４）．また，年齢で３群（65

準は p ＜ 0 . 05 とした．統計解析には SPSS for Windows

歳未満，前期高齢者，後期高齢者）に分けたところ，有Ver. 19 . 0（SPSS Inc., Chicago, IL, USA）を用いた．

意な交互作用が見られた（時間 ; p< 0 . 001，群 ;p= 0 . 818，
交互作用；p= 0 . 01）．多重比較検定の結果，65 歳未満

Ⅲ．結果

群においては，５‑７月目および 16 ‑ 17 月目で高値を示

42 ヶ月間の月別歩数推移を図２に示す．１月目の平し，21 月目，25 ‑ 29 月目，36 月目および 38 ‑ 41 月目で均歩数は 7 , 661 ± 456 歩であり，42 ヶ月間の平均歩数は低値を示した（すべて p< 0 . 05）．前期高齢者群において

8 , 392 ± 633 歩であった．分散分析の結果，歩数は 42 ヶは，16 ‑ 17 月目と 38 月目との間に有意な差が見られた

月 間 で 有 意 な 変 化 を 示 し た が（ = 6 . 451，p< 0 . 001），

（すべて p< 0 . 05；図５）．さらに BMI で２群（BMI 25 以開始時とは差が見られなかった（図２）．平均期間中の上または未満）に分けたところ，歩数推移に違いは見ら100%

20,000ᱠᢙ䋨ᱠ/ᣣ
ᣣ䋩

15,000

100%

(A)

80%
60%

60%

40%

40%

20%

20%

0%
2 5 8 11 14 17 20 23 26 29 32 35 38 41
᦬

10,000
100%

3

5

7

(C)

80%

60%

60%

40%

40%

20%

20%

(D)

0%
2 5 8 11 14 17 20 23 26 29 32 35 38 41
᦬

2 5 8 11 14 17 20 23 26 29 32 35 38 41
᦬

9 11 13 15 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35 37 39 41
᦬࿑3. 42䊱᦬㑆䊒䊨䉫䊤䊛ᦼ㑆䈱⋡ᮡᱠᢙ㆐ᚑ₸䈱ᄌൻ䋮 (A) 㐿ᆎᤨ5,000ᱠᧂḩ (n=2)䋬
(B) 㐿ᆎᤨ5,000-7,500ᱠ (n=9)䋬(C) 㐿ᆎᤨ7,500-10,000ᱠ (n=7)䋬(D) 㐿ᆎᤨ 10,000ᱠએ਄ (n=4)䋮

࿑2. 42䊱᦬㑆䊒䊨䉫䊤䊛ᦼ㑆䈮䈍䈔䉎ᱠᢙផ⒖ (F=6.451, p<0.001). ᐔဋ୯㫧 ᮡḰ⺋Ꮕ䋮↵ᕈ (n=7)

2 5 8 11 14 17 20 23 26 29 32 35 38 41
᦬

80%

0%

1

0%

100%

5,000

0

(B)

80%

ᅚᕈ (n=15)65ᱦᧂḩ (n=3)

20,00020,000b೨ᦼ㜞㦂⠪ (n=16)ᓟᦼ㜞㦂⠪ (n=3)

dc15,000B

15,000

#
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ᣣ䋩ᱠᢙ䋨ᱠ/ᣣ
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11 13 15 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35 37 39 41
᦬

1

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9

b

b
b
b a c
b d
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Ab b
B
b

bd

11 13 15 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35 37 39 41
᦬࿑5. 42䊱᦬㑆䊒䊨䉫䊤䊛ᦼ㑆䈮䈍䈔䉎ᐕ㦂䈫ᱠᢙផ⒖䈫䈱㑐ଥ (᦬: p<0.001, ⟲: p=0.818,
੤੕૞↪: p=0.01)䋮䉝䊦䊐䉜䊔䉾䊃䋨ዊᢥሼ䋻65ᱦᧂḩ⟲䋬ᄢᢥሼ䋻೨ᦼ㜞㦂⠪⟲䋩䈲䋬⟲ౝᏅ䉕␜䈜 (p<0.05)䋮1䋬3䋬5᦬⋡䈱65ᱦᧂḩ⟲䈱ᱠᢙ䈲䋬೨ᦼ㜞㦂⠪⟲䈱ᱠᢙ䉋䉍᦭ᗧ䈮㜞䈎䈦䈢 (p<0.05)䋮ᐔဋ୯㫧 ᮡḰ⺋Ꮕ䋮

࿑4. 42䊱᦬㑆䊒䊨䉫䊤䊛ᦼ㑆䈮䈍䈔䉎ᕈᏅ䈫ᱠᢙផ⒖䈫䈱㑐ଥ(᦬: p<0.001, ⟲: p=0.152,
੤੕૞↪: p=0.521)䋮13-15᦬⋡䈮䈍䈔䉎↵ᕈ䈱ᱠᢙ䈲䋬ᅚᕈ䉋䉍᦭ᗧ䈮㜞䈎䈦䈢(p<0.05)䋮
#: p<0.05 vs.ᅚᕈ䋮ᐔဋ୯㫧 ᮡḰ⺋Ꮕ䋮

45

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BMI㧨25(n=16)

BMI҈25(n=6)
20,000㐿ᆎᤨ5,000ᱠᧂḩ (n=2)

㐿ᆎᤨ5,000-7,500ᱠ (n=9)

㐿ᆎᤨ7,500-10,000ᱠ (n=7)

㐿ᆎᤨ10,000ᱠએ਄ (n=4)

20,00015,000ᱠᢙ䋨ᱠ/ᣣ
ᣣ䋩ᱠᢙ䋨ᱠ/ᣣ
ᣣ䋩

15,00010,0005,000

10,000

5,000

0

0
1

3

5

7

9

11 13 15 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35 37 39 41
᦬

1

࿑6. 42䊱᦬㑆䊒䊨䉫䊤䊛ᦼ㑆䈮䈍䈔䉎BMI䈫ᱠᢙផ⒖䈫䈱㑐ଥ(᦬: p<0.001, ⟲: p=0.704,
੤੕૞↪: p=0.558)䋮ᐔဋ୯㫧 ᮡḰ⺋Ꮕ䋮

3

5

7

9

11 13 15 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35 37 39 41
᦬࿑7. 42䊱᦬㑆䊒䊨䉫䊤䊛ᦼ㑆䈮䈍䈔䉎䋬㐿ᆎᤨᱠᢙ䈫ᱠᢙផ⒖䈫䈱㑐ଥ (᦬: p=0.002, ⟲:p=0.111, ੤੕૞↪: p=0.796)䋮ᐔဋ୯㫧 ᮡḰ⺋Ꮕ䋮れなかった（月：p< 0 . 001，群：p= 0 . 704，交互作用：

ら除外された（表３‑４）．

p= 0 . 558，図６）．最後に，開始時歩数により，
４群（5 , 000

Ⅳ．考察

歩 未 満，5 , 000 ‑ 7 , 500 歩，7 , 500 ‑ 10 , 000 歩，10 , 000 歩以上）に分け，歩数推移を検討したところ，違いは見

本研究における最大の知見は，42 ヶ月間という長期られなかった．ただし，開始時歩数の大小の関係は，間において，開始時の歩数により４群（5 , 000 歩未満，

42 ヶ月間中 38 ヶ月間は変わらず，特に歩数の少ない下

5 , 000 ‑ 7 , 500 歩，7 , 500 ‑ 10 , 000 歩，10 , 000 歩 以 上）に

位３群では 42 ヶ月間一度も変動しなかった（図７）．

分けた歩数推移が，期間中各群で有意な変化がなく，狭重回帰分析の結果，最終月（42 月目）の平均歩数おい範囲での変動に留まり，ほとんど交差しなかったこと

よび 42 ヶ月間の目標歩数達成率について，それぞれである．さらに重回帰分析の結果より，最終月（42 月目）

開始時歩数を独立変数とする有意な回帰式が得られたの平均歩数は，開始時歩数で説明できたことから，ベー（最終月の平均歩数：自由度調整済み決定係数 = 0 . 323，

スラインの歩数の大小がそのまま維持されていたことが

p= 0 . 003，目標歩数達成率：自由度調整済み決定係数示唆された．一方で，歩数推移に性別による差は見られ= 0 . 191，p= 0 . 024）
．開始時の歩数により，それぞれ，なかった．年齢で区分した場合，74 歳未満の中高齢者

最終月平均歩数の約 36％，目標歩数達成率の約 23％がにおいて，１‑２年目の歩数推移にはやや違いが見られ説明できた．年齢，性別および BMI は，重回帰分析かたが，最後の１年間は年齢による歩数推移の差はほとん

表1．男女別にみた対象者背景↵㧔n=7)



表2．開始時歩数別にみた対象者背景

ᅚ㧔n=15㧕



p୯


ᐔဋ

ᮡḰ⺋Ꮕ

 ᐔဋ

㐿ᆎᤨ5,000ᱠᧂḩ  㐿ᆎᤨ5,000-7,500ᱠ 

ᮡḰ⺋Ꮕ

(n=2)

ᐕ㦂 (ᱦ)

70.0

2.1

70.4

1.4

0.829

BMI (kg/m2)

24.5

1.2

22.2

0.7

0.005

ᱠᢙ (ᱠ/ᣣ)7511.31083.5 

7731.5

470.1

0.828



ᐔဋ

(n=9)

ᮡḰ⺋Ꮕ  ᐔဋᕈ೎ (↵/ᅚ)㐿ᆎᤨ7,500-10,000 㐿ᆎᤨ10,000ᱠએ਄
ᱠ

(1/1)

(n=7)

ᮡḰ⺋Ꮕ  ᐔဋ
(2/7)

p୯

(n=4)

ᮡḰ⺋Ꮕ  ᐔဋ

ᮡḰ⺋Ꮕ

(3/4)

(1/3)

ᐕ㦂 (ᱦ)

71.5

0.5

71.3

0.8

69.0

2.4

69.3

4.8

0.820

BMI
(kg/m2)

25.1

1.9

23.6

1.1

22.0

1.0

22.0

1.7

0.497

4513.5381.9 6290.6338.2 8511.8207.9 10831.6㧔ᐔဋrᮡḰ⺋Ꮕ㧕ᱠᢙ (ᱠ/ᣣ)548.3 <0.001㧔ᐔဋrᮡḰ⺋Ꮕ㧕

表3．最終月（42月目）平均歩数に関する重回帰分析（ステップワイズ法）の結果（n=22）
ᓥዻᄌᢙ

⁛┙ᄌᢙ

ᦨ⚳᦬㧔42᦬⋡㧕ᐔဋᱠᢙ㐿ᆎᤨ㧔1᦬⋡㧕ᐔဋᱠᢙ

表4．42 ヶ月間の平均目標歩数達成率に関する重回帰分析（ステップワイズ法）の結果（n=22）

β

p୯

SEE

R

R2

adjR2

ᓥዻᄌᢙ

⁛┙ᄌᢙ

0.596

0.003

3150

0.596

0.355

0.323

42ࡩ᦬㑆ߩᐔဋ
⋡ᮡᱠᢙ㆐ᚑ₸㐿ᆎᤨ㧔1᦬⋡㧕
ᐔဋᱠᢙ

β

p୯

SEE

R

R2

adjR2

0.479

0.024

0.307

0.479

0.229

0.191

β; ᮡḰ஍࿁Ꮻଥᢙ㧘SEE; ផቯ୯ߩᮡḰ⺋Ꮕ㧘R; ㊀⋧㑐ଥᢙ㧘R2; ᳿ቯଥᢙ㧘adjR2; ⺞ᢛᷣߺ᳿ቯଥᢙ㧚ᐕ㦂㧘ᕈ೎߅ࠃ߮BMIߪ᦭ᗧߢߪߥ߆ߞߚ㧚ᕈ㧔↵=0㧘ᅚ=1㧕㧚

β; ᮡḰ஍࿁Ꮻଥᢙ㧘SEE; ផቯ୯ߩᮡḰ⺋Ꮕ㧘R; ㊀⋧㑐ଥᢙ㧘R2; ᳿ቯଥᢙ㧘adjR2; ⺞ᢛᷣߺ᳿ቯଥᢙ㧚ᐕ㦂㧘ᕈ೎߅ࠃ߮BMIߪ᦭ᗧߢߪߥ߆ߞߚ㧚ᕈ㧔↵=0㧘ᅚ=1㧕㧚

46

健康支援
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41‑49，2015

ど見られなくなった．以上，本研究の結果より，長期間

24 月目に測定したところ，開始時と比べ 24 月目まで増の身体活動量増進プログラムにおける歩数の推移は，年加していたと述べている．Hobbs et al. 11）は，55 〜 70

齢や性別に関係なく，開始時の歩数がその大きな要因と歳男女を対象とした 12 ヶ月間以上 36 ヶ月間未満の身体なることが考えられた．先行研究では，集団で均一の活動量増加介入 32 研究の結果をまとめている．彼らは，

目標歩数よりも個人毎の目標歩数設定が，身体活動量増

身体活動量は 12 ヶ月後には有意に増加（歩数計を用いた加に有益と報告されている７）．したがって本研究の結果

４研究では平均 2 , 197 歩の増加）するが，24 ヶ月後ではは，ベースライン時の身体活動量を考慮した運動プログ

効果が消失すると報告している 11）．本研究では，65 歳

ラムの重要性を示唆しており，特に身体活動量の少ない

未満群，前期高齢者群において，それぞれピーク時と比者に対しては，適切かつ持続可能な運動目標の設定が必

べ歩数減少が見られたが，この減少が見られたのは全て要といえるだろう．

21 月目以降であった．この結果を考察するのは本研究

本研究では，年齢，BMI，開始時の歩数の３項目にでは困難であるが，今後，適切な期間設定に有用な知見

ついて群分けし，42 ヶ月間の歩数推移を分類した．先かもしれない．本研究で得られた結果，すなわちベース

行研究では，長期運動介入中における，これらの項目

ラインの身体活動量が，長期間の運動介入における歩数と身体活動量との関係は一致した見解が見られない．

を有意に関係するとの知見は，Pinto et al. 27）でも報告

Plotnikoff et al. 12）は，１年間の介入と 0 . 5 年間の追跡調されている．しかしこの研究でも期間は 12 週間と短く，査の期間で，開始時，0 . 5 年後，１年後，1 . 5 年後の歩数

長期間ではさらなる報告が必要であろう．

を報告している．その結果，年齢は歩数増加に関係せず，一方で，本研究において歩数に明確な推移リズムが見男女別では，女性で歩数が増加したと述べている（１年られなかったことは，長期間の歩数増加プログラム期間

12）後および 1 . 5 年後） ．一方，我々のデータでは，性別においては歩数推移に明確な季節変動がないことも示唆

による歩数推移に差は見られず，年齢と歩数推移との間している．Williams and French 28）は，歩数計を用いたに関連を認めた．年齢による群分け（65 歳未満，前期高１年間の介入研究中の客観的身体活動量（加速度計によ齢者および後期高齢者）において，有意な交互作用が見る歩行時間）は，春・夏と秋・冬との間で差が見られなられた．65 歳未満群では開始時より約 0 . 5 年後に，前期かったと述べている．本研究の結果と併せて考慮する高齢者群では約 1 . 5 年後に歩数のピークが見られたが，と，長期間の身体活動量増加プログラムにおける身体活

その後，後期高齢者群も含めたすべての群で，特に，最動量に季節のバイアスを考慮する必要がないことを示唆

後の約１年間は３群の歩数推移は類似していた．さらにしており，プログラム開始および終了時期の決定の一助

重回帰分析の結果，年齢と最終月の歩数とは関係がなとなるかもしれない．

かった．前述のように，長期間の運動介入における連続

最後に，本研究が対象とした中高齢ボランティアが，的な身体活動量の報告は皆無であり，結論づけるのは困

特に運動意欲の高い集団とはいえなかったことは留意す

12）

難であるが，Plotnikoff et al.（1 . 5 年間） を含め，先行べきであろう．42 ヶ月間の継続率は 57 %（歩数の外れ値

研究では，本研究に比し期間が短いことから，年齢によであった２名を含む 24 名で算出）であった．先行研究でる影響が残ったとも考えられ，本研究と異なった結果とは，１年間以上の非対面式型運動介入８研究（本研究となったのかもしれない．

同様の介入形態）における平均継続率は，49 〜 68％と報研究期間の点では，緒言で述べたように，歩数計を用告されている 29）．Sorensen et al. 30）は，２年間の介入研

いた運動介入により，短期間では身体活動量増加が示さ

究中に，継続率が 73 %（４ヶ月後），48 %（10 ヶ月後），れている７, 10）．ただし，期間は前者が平均 18 週間７），後

34 %（16 ヶ月後）と時間を追うごとに低下すると報告し

者が６週間

10）

と短い．我々が知る限り，長期間の運動介ており，本研究における継続率の推移は，経時的な面で４）入による身体活動量の報告は３年間が最長であるが ，も先行研究と同様の傾向と思われた．

この研究では身体活動量を主観的方法により評価してい本研究にはいくつかの限界がある．第一に，目標歩数

る．先行研究では，１年間の介入終了後に身体活動量をの提示方法は再考が必要と思われる．本研究では，毎月追跡した報告がある．１年間の介入終了後，Rejeski etの歩数データ収集の後，データを分析し１ヶ月後に印刷

al.

25）

は２年後の身体活動量は維持されていたと述べて物により目標歩数を提示した．したがって各対象者は，

26）

は３年後には歩数は開始時の最大２ヶ月前の自身の歩数データにより目標数を設定さレベルに戻ったと述べている．本研究と同様に歩数計をれたことになる．これは，歩数データ欠損が多い者の用いて客観的な身体活動量の変化を調査した研究では，場合，その場での目標歩数提示が困難であったこと，まおり，De Cocker et al.

まず Sugiura et al.

８）は，中年女性の歩数を１，６，15，

た，歩数データ収集時に対象者との面会時間が十分に取
47

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41‑49，2015

れず，目標歩数を提示できないことを避ける目的であっin physical activity and onset of type 2 diabetes

たが，動機付けの点で課題を有していた．もし歩数デー

in older British men: the influence of adiposity,

タ収集時に，直近１ヶ月間の歩数をもとにその場で目標

Diabetes Care, 2012 ; 35 : 1876 - 1883 .

歩数を提示していれば，歩数はより増加したかもしれな

３）Kwasniewska M, Jegier A, Kostka T, et al.: Long-い．第二に，２種類の歩数計を用いたことに起因する歩term effect of different physical activity levels on

数の誤差の影響は完全には除去できなかったかもしれな

subclinical atherosclerosis in middle-aged men:

い．しかし，補正後の標準誤差は 721 歩とわずかな差でa 25 -year prospective study, PLoS One, 2014 ; 9 :あり，各歩数カテゴリーは 2 , 500 歩刻みであることから，

e 85209 .

誤差は歩数カテゴリー内に留まるものであり，本研究の４）Lindstrom J, Louheranta A, Mannelin M, et al.:

結果にはほとんど影響していないものと思われた．第The Finnish Diabetes Prevention Study（DPS）:

三に，本研究では対照群を設定することができなかった

Lifestyle intervention and 3 -year results on diet

ため，プログラム以外の要因を完全には除去できなかっand physical activity, Diabetes Care, 2003 ; 26 :
3230 - 3236 .

た．第四に，本研究の対象者数が挙げられる．本研究の対象者は 22 名と少なく，我々の結果が中高齢者におけ５）Shyu YI, Tsai WC, Chen MC, et al.: Two-year

る歩数推移として一般化できるかはなお検討の余地があ

effects of an interdisciplinary intervention on

るだろう．本プログラムは，地区敬老会の一事業としてrecovery following hip fracture in older Taiwanese

実施されたため，研究離脱者は，本プログラムの成果とwith cognitive impairment, Int J Geriatrは関係ない理由で離脱した者も多かった（引越しによる

Psychiatry, 2012 ; 27 : 529 - 538 .

除籍，敬老会における役職の交代など）．また，歩数外６）Schneider PL, Crouter SE, Lukajic O, Bassett DR,

れ値となった２名は期間中平均歩数が約 25 , 000 歩以上

Jr.: Accuracy and reliability of 10 pedometersの男性であった．今後はより均一的な大サンプル数でのfor measuring steps over a 400 -m walk, Med Sci

検討が必要と思われる．

Sports Exerc, 2003 ; 35 : 1779 - 1784 .
７）Bravata DM, Smith-Spangler C, Sundaram V, et al.:Ⅴ．結語

Using pedometers to increase physical activity and42 ヶ月間の身体活動量増進プログラムにおける中高

improve health: a systematic review, JAMA, 2007 ;齢者男女の歩数推移は，開始時の歩数がその大きな要因

298 : 2296 - 2304 .

となっており，年齢や性別によって違いは見られなかっ

８）Sugiura H, Sugiura H, Kajima K, Mirbod SM, Iwata

た．歩数は身体活動量増進プログラムにも関わらず増加

H, Matsuoka T: Effects of long-term moderate

しなかった．今後は，年齢や性別に関係なく，身体活動

exercise and increase in number of daily steps on

量の少ない者に対する，適切かつ持続可能な運動目標のserum lipids in women: randomised controlled trial

設定方法に配慮が必要であろう．

[ISRCTN 21921919 ], BMC Womens Health, 2002 ;
2: 3.

謝辞

９）Miyatake N, Nishikawa H, Morishita A, et al.: Daily

本研究は科学技術振興機構の平成 20 年地域イノベー

walking reduces visceral adipose tissue areas andション創出総合支援事業「シーズ発掘試験」および平成

improves insulin resistance in Japanese obese

21 年地域イノベーション創出総合支援事業「シーズ発展

subjects, Diabetes Res Clin Pract, 2002 ; 58 : 101 -試験」より研究助成を受けた．

107 .
10）Butler L, Furber S, Phongsavan P, Mark A,

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11）Hobbs N, Godfrey A, Lara J, et al.: Are behavioral

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SG: Longitudinal associations between changes

activity at 12 to 36 months in adults aged 55 to
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41‑49，2015

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