2015 年の我が国における喫煙によるがん死亡が平均余命にもたらす影響についての考察

⽯井太研究会
経済学部 4 年

31 組21908521

⽒

名⼩島洋⼈

概要

本研究では、2015 年の我が国における死亡について、喫煙ががん死亡にもたらした影響を、特定死因を除去した場合の平均余命の延びを算出することで評価を⾏う。
令和元年国⺠健康・栄養調査では、能動喫煙と受動喫煙の割合が減少していると⽰されている（厚⽣労働省

2020）。本研究は、喫煙が近年の我が国の平均余命に対してどのような影響をもたらしているのかを評価することを⽬的としている。
データ分析について、先⾏研究である Katanoda et al.（2021）から、がん死亡のうち喫煙による死亡が占める割合の推計値を⽤い、2015 年における喫煙によるがん死亡を除いた年齢階級別死亡割合を計算した。また、この死亡割合を⽤いて喫煙によるがん死亡を除去した⽣命表を作成し、除去しないものと⽐較して平均余命の延びを算出した。
結果としては、0 歳から 50〜54 歳までの男性で約 0.9 年、⼥性では約 0.4 年の延びが⾒られた。
本研究で算出した平均余命の延びと先⾏研究である Sakata et al.（2012）及び Ozasa
et al. (2008)の影響を⽐較したところ、本研究による影響はより⼩さい結果となった。

⽬次
図⽬次.......................................................................................................................................... 2
表⽬次.......................................................................................................................................... 3
1．研究背景・⽬的と先⾏研究 ................................................................................................... 4

1.1 研究背景・⽬的 .................................................................................................................. 4
1.2 先⾏研究 ............................................................................................................................. 4
2．データと⽅法 ......................................................................................................................... 6

2.1 データ ................................................................................................................................. 62.2 ⽅法..................................................................................................................................... 63．結果と考察 ............................................................................................................................. 93.1 結果..................................................................................................................................... 93.2 考察..................................................................................................................................... 9
おわりに .................................................................................................................................... 11
参考⽂献 .................................................................................................................................... 12
図表 ........................................................................................................................................... 131

図⽬次
図 1：喫煙に起因しないがんによる男性の死亡割合 ................................................. 13
図 2：喫煙に起因しないがんによる⼥性の死亡割合 ................................................. 13
図 3：喫煙によるがん死亡を除去した場合の平均余命の延び（全国,男性,2015 年）............................................................................................................................. 14
図 4：喫煙によるがん死亡を除去した場合の平均余命の延び（全国,⼥性,2015 年）............................................................................................................................. 142

表⽬次
表 1：喫煙に起因しないがんによる男性の死亡割合 ................................................. 15
表 2：喫煙に起因しないがんによる⼥性の死亡割合 ................................................. 15
表 3：喫煙によるがん死亡を除去した場合の平均余命の延び（全国,男性,2015 年）............................................................................................................................. 16
表 4：喫煙によるがん死亡を除去した場合の平均余命の延び（全国,⼥性,2015 年）............................................................................................................................. 16

3

1．研究背景・⽬的と先⾏研究
1.1 研究背景・⽬的
本研究では、2015 年の我が国における死亡について、喫煙ががん死亡にもたらした影響を、特定死因を除去した場合の平均余命の延びを算出することによって評価を⾏う。
令和元年国⺠栄養・健康調査では、現在習慣的に喫煙している者の割合は 16.7％であり、男性 27.1％、⼥性 7.6％であるとされている（厚⽣労働省2020）。また、この10 年間で⾒ても優位に減少していると述べており、平成 21 年の同調査では男性が38.2％、⼥性が 10.9％であった喫煙者の割合が減少しており、近年における喫煙者の減少が顕著であることがわかる。
また、健康に影響をもたらす副流煙について、令和元年国⺠栄養・健康調査では、受動喫煙について場所別の割合を⽰している。特に飲⾷店や職場、遊技場での受動喫煙の割合が⾼く⾒られるが、平成 15 年以降の同調査の推移をみるとすべての場所において優位に減少していると⽰されている（厚⽣労働省2020）。

本研究は、喫煙が近年の我が国の平均余命に対してどのような影響をもたらしているのかを評価することを⽬的とする。このため、特定死因としての喫煙によるがん死亡を除去した⽣命表を男⼥別に作成して、その影響に関する評価を⾏った。さらに喫煙が平均余命に与える影響について評価した先⾏研究との⽐較を⾏い、本研究の評価に関する検討を⾏った。

1.2 先⾏研究
喫煙ががんによる死亡にもたらす影響についての先⾏研究はいくつか存在している。
Katanoda et al.（2021）は、2015 年の⽇本におけるがん罹患率とがん死亡率のうち、能動喫煙と受動喫煙に起因する割合を算出した。Katanoda et al.(2021)の研究では⼝腔や⾷道、胃など能動喫煙と関係性のある部位について⼈⼝寄与割合をもとめている。喫煙に起因する⼈⼝寄与割合の推定値をまとめたものでは、能動喫煙が、がん罹患全体の23.6%、⼥性では 4.0%をもたらしたと推定された。同様に、2015 年のがん死亡のうち、能動喫煙に起因する⼈⼝寄与割合は、男性 29.8％、⼥性 4.7％であった。また、受動喫煙についても死亡率に関する⼈⼝寄与割合はがん全体では男性 0.3％、⼥性 1.3％であると述べている。この研究からは各部位のがんによる死亡を、喫煙に起因したものの割合を算出することで影響を⽰している。
喫煙が平均余命に与える影響について、がんだけではなく全死因において寿命の延びを算出した先⾏研究もある。Sakata et al.（2012）は⽇本⼈喫煙者の死亡率および平均余命に及ぼす喫煙の影響についての研究を⾏っており、この研究では 1965 年からの喫煙状況の有無に従い、現喫煙者と元喫煙者の死亡率と死亡年数の⽐較を⾏っている。結果として、1920 年から 45 年⽣まれのうち、20 歳以前に喫煙を始め、喫煙を続けた⼈では、喫4煙をしなかった⼈に⽐べて、すべての原因による死亡率が 2 倍以上になり、寿命も 10 年ほど短くなった。
また、Ozasa et al. (2008)は 1990 年前後に開始された⽇本の⼤規模コーホートについて、喫煙による寿命の短縮を算出した。この研究では男⼥別の現喫煙者と元禁煙者、⾮喫煙者について性年齢別死亡率を算出している。結果として、現在喫煙者の半数が死亡する年齢は、⾮喫煙者のそれよりも約 4 歳若いとしている。これに加え、40 歳、50 歳、60歳、70 歳以前に禁煙した男性の元喫煙者の平均余命はそれぞれ喫煙者と⽐べて 4.8 年、3.7 年、1.6 年、0.5 年⻑いという結果になった。これらから、喫煙の継続期間によって早期の禁煙であるほうが、余命に対する影響は⼩さくなると述べている。
本研究では Katanoda et al.（2021）で⽰された 2015 年のがん死亡のうち、タバコの煙に起因する⼈⼝寄与割合の推定値を⽤いて、喫煙によるがん死亡を除去した⽣命表の作成を⾏い、平均余命の延びを算出する。また、Sakata et al. (2012)の研究結果との⽐較を⾏い、平均余命の延びの評価について、考察を⾏う。

5

2．データと⽅法
2.1 データ
本研究では国⽴社会保障・⼈⼝問題研究所の「⽇本版死亡データベース」の 2015 年男性、⼥性の⽣命表を⽤いた。また、⼈⼝動態調査「保管統計表
因

都道府県編

死亡・死第２表−００（全国）死亡数，死亡⽉・性・年齢（５歳階級）・死因（死因簡単分類）・都道府県（21 ⼤都市再掲）別」を⽤いた。また、⽇本における 2015 年の男⼥別の死亡について、Katanoda et al.（2021）より、がん死亡のうち、喫煙に関連する死亡が占める割合の推計値を⽤いた。

2.2 ⽅法
本研究では 2015 年の死亡について、喫煙によるがん死亡が平均余命に与える影響を⽰すため、特定死因を除去した⽣命表の作成を⾏った。
本研究では喫煙を除去した⽣命表を作るため、Katanoda et al. (2021)の p.47
Table4 から、がん死亡のうち喫煙に関連する死亡の占める割合の推計値𝑃! を⽤いた。
喫煙に関連するがん死亡の占める割合の推計値は能動喫煙と受動喫煙のそれぞれについて、現喫煙者、元喫煙者、⾮喫煙者のグループから⼈⼝寄与割合を算出し、4 桁のICD-10 コードを使⽤して死因の分類に対して数値を当てはめている。
がん死亡に喫煙が占める割合の推計値𝑃! を、2015 年の死因 i 年齢階級[x, x + n]の死(!)

亡数 %𝑑" に乗じて年齢階級ごとに合計し、年齢階級[x, x + n]の全死亡数 %𝑑" で割ることで喫煙に関連する年齢階級別死亡割合を計算し、喫煙によるがん死亡を除く年齢階級別全死因死亡数に対する割合 %𝑆" を計算した。数式で表すと、%𝑆" = 1 −(!)∑! (! ∙ %*"%*"・・・（1）となる。
なお、Katanoda et al. (2021)は年齢階級別に𝑃! を⽰していないことから、全ての年齢階級で𝑃! は⼀定と仮定して計算をおこなった。
また、⼈⼝動態調査「保管統計表都道府県編

死亡・死因第２表−００（全国）

死亡数，死亡⽉・性・年齢（５歳階級）・死因（死因簡単分類）・都道府県（21 ⼤都市再掲）別」は簡単分類によることから、Katanoda et al. (2021)と対応が付かない
Nasal(C30-C31),Uterine cervix (C53),Kidney (C64), Renal pelvis and ureter (C65-C66),
Acute myeloid leukemia (C92.0, C92.4, C92.5)について、Uterine cervix (C53)は簡単分類02113 の⼦宮の悪性新⽣物に、Acute myeloid leukemia (C92.0, C92.4, C92.5)は 02119 の⽩⾎病に対応すると考えて算出した。これ以外の対応しない死因については、2015 年の基本分類別死亡数を参照したところ死亡数が多くないため、本研究では考慮しないものとした。

6

喫煙を除去した⽣命表の作成には、以下の⽅法によった。
まず、死因について、 A: 喫煙によるがん死亡、B:(喫煙によるがん死亡以外の) その他の死因 の２種類のみを考え、年齢区間[x, x + t]において、+, 𝑞" :「喫煙によるがん死亡が存在する場合」の「その他の死因」の死亡確率

𝑩∗「喫煙によるがん死亡が存在しないとした場合」の「その他の死因」の死亡確率, 𝑞" ：とする。
𝑆 + : その他の死因の構成割合、 ,𝑞" : [x, x + t] における全死因の死亡確率とすると、++, 𝑞" = (𝑆 ) , 𝑞"となる。
また、死⼒𝜇" とは、ある瞬間の死亡率であり、
𝜇" = −𝑑𝑙𝑜𝑔𝑙𝑥
1 𝑑𝑙"=−𝑑𝑥𝑙" 𝑑𝑥で定義される。
死⼒は、死亡のみで減少する⼈⼝（𝑙" )の瞬間的な⼈⼝増加率（の符号を変えたもの）に相当している。⼈⼝増加率が r で⼀定の時、N(t) = N(0) exp(rt)で成⽴するように、年齢 [x, x + t] で死⼒が𝜇" = 𝜇で⼀定ならば、𝑙"., = 𝑙" exp(−µt)
が成⽴する。 瞬間の死亡率である死⼒では死因は加法的なので、/+𝜇" = 𝜇" + 𝜇"となる。

[x, x + t] において、死⼒が死因別に⼀定であることを仮定すると、𝜇+ = (𝑆 + )𝜇である。
+𝑙" を、[x, x + t] において「喫煙によるがん死亡が存在しないとした場合」の⽣命表の⽣存数とすると、+++(+((+(𝑙"., = 6𝑙" 7𝑒 012 3, = 6𝑙" 7𝑒 0(4 )2, = 6𝑙" 7𝑒 02,(4 ) = 6𝑙" 7(1 − ,𝑞" )(4 )++𝑩

ここで、𝑙"., = 𝑙" (1 − ,𝑞" ∗ )であることから、
𝑩(

1 − ,𝑞" ∗ = (1 − ,𝑞" )(4 )𝑩∗(4 ( ), 𝑞" = 1 − (1 − , 𝑞" )となる。
そこで、喫煙を除去した死亡確率 %𝑞"∗ は式（1）の %𝑆" を⽤いて∗%4"%𝑞" = 1 − (1 − %𝑞" )となる。これで、喫煙を除去した死亡者の平均⽣存年数 %𝑎"∗ を、開放区間以外では %𝑎"∗ = %𝑎"とし、開放区間では
776𝑎" = 8 ・ 4) ") "7とすることにより、喫煙によるがん死亡を除去した死亡率 %𝑀"∗ は、∗%9"∗%𝑀" ＝(%0(%0 9 ∗ )・ 9 ∗% "% "となる。
以上より特定死因として喫煙によるがん死亡を除去した⽣命表を作成した。

83．結果と考察
3.1 結果
表１は、Katanoda et al. (2021)の p.47

Table4 から、喫煙に関連する死亡の占める割合の推計値を⽤いて、2015 年の⽇本において、喫煙に起因しないがんによる男性の死亡割合を求めたものである。また、表 1 をグラフにしたのが図 1 である。この図からは、5~9歳、10~14 歳で減少がみられるものの 99％付近を推移していき、20~24 歳以降は減少を続けていく。そして、65~69 歳で 85％近くまで下降して最⼩になる。また、表 2 は、2015年の⽇本において、喫煙に起因しないがんによる⼥性の死亡割合を求めたものである。この表２をグラフにしたのが図 2 である。この図は男性と同様に 20~24 歳以降は減少を続け、65~69 歳で 90％付近まで下降して最⼩になる。以降は増加を続けていく。⼀⽅で男性と異なり 10~14 歳は減少が少ないほか、最⼩となる割合が男性のものより 5％ほど⾼くなった。
次に、表 1 及び表２を⽤いて喫煙によるがん死亡を除外した⽣命表を作成した。そして平均余命について、喫煙によるがん死亡を死因として除去したものと除去していないものの⽐較を⾏い、平均余命の延びを算出した。その結果が表 3 及び表４であり、グラフに⽰したのが図 3 及び図 4 である。図３は男性の平均余命の延びを⽰しており、この図からは、0 歳から 50~54 歳にかけて 1 歳に届かない数値で推移しており、それ以降は徐々に減少していることがわかる。具体的には、平均余命の延びが最も⼤きかったのは 35~39 歳で0.9614 年となっており、最も⼩さかったのは 105~109 歳で 0.0105 年であった。また、図4 の⼥性の平均余命の延びについては、0 歳から 50~54 歳にかけて 0.4 年の延びで推移しており、それ以降は徐々に減少している。平均余命の延びが最⼤となったのは 20~24 歳であり、0.4113 年の延びがみられた。また、最⼩になったのは 105~109 歳で 0.0041 年であった。

3.2 考察本研究では 2015 年の全国におけるがんによる死亡から、喫煙によるがん死亡を除去することによって平均余命の延びを算出した。喫煙によるがん死亡を除去したことによる平均余命への影響については、先⾏研究よりも⼩さく⾒られる結果となった。平均余命について、Sakata et al.（2012）は 1920 年から 45 年の間に⽣まれ、20 歳以前に喫煙を始め、喫煙を続けた⼈たちについて、⾮喫煙者よりもすべての死因による死亡率が 2 倍以上になり、寿命も 10 年ほど短くなったと述べている。また、Ozasa et al. (2008)の研究においても、40 歳時点での平均余命を、男性喫煙者では 38.5 年、元喫煙者では 40.8 年、⾮喫煙者
では 43.2 年だった。⼥性も同様に、40 歳時点での平均余命を、42.4 年、43.1 年および 46.8年だったと述べている。⼀⽅、本研究で算出した、喫煙によるがん死亡を除去したことによる平均余命の延びは男性の 40〜44 歳で 0.9600 年、⼥性で 0.4069 年だった。上記⼆つ

9

の先⾏研究と⽐較すると、本研究の喫煙による平均余命への影響は⼩さい結果となった。
本研究と Sakata et al.（2012）及び Ozasa et al. (2008)の研究結果との違いの要因は２点あり、対象となるコーホートが異なるという点、喫煙者と⾮喫煙者を合わせて評価しているか異なるという点が挙げられる。
つまり、先⾏研究は対象となるコーホートが古いものかつ、喫煙者と⾮喫煙者を別々に評価しているのに対し、本研究では対象のコーホートが新しく、喫煙者と⾮喫煙者を合わせて評価しているという違いがある。
まず、対象となるコーホートが異なるという点について、本研究で喫煙によるがん死亡の推計値として⽤いた Katanoda et al. (2021)は、厚⽣労働省による 2005 年度の国⺠健
康栄養調査より、性別と年齢別に現在の喫煙状況の有無及び喫煙経験の有無から、喫煙者の割合を使⽤している。また、2015 年のがん死亡については⼈⼝動態統計を、死因別及び制年齢別死亡データについては、厚⽣労働統計局会の「ICD（疾病、傷害および死因統計分類）基本分類による年次別死亡数データ」を⽤いている。
先⾏研究の Sakata et al.（2012）は、1965 年または喫煙状況について情報を提供した最初の郵便調査などを対象にリスク⼈年に寄与したと述べており、対象者は 1920 年から1945 年⽣まれである。また、Ozasa et al. (2008)の研究においては、対象者を三つのコーホート研究に由来するものとしている。いずれの研究についても研究対象地域はそれぞれ異なるが、40 歳以上の住⺠について、1983 年から 1993 年、1990 年から 2000 年、1993年から 2003 年にかけて追跡したものであると述べており、対象者は 1943 年から 1963 年
⽣まれであることがわかる。
次に、喫煙者と⾮喫煙者を合わせて評価したという点について、本研究で⽤いた
Katanoda et al. (2021)は喫煙者と⾮喫煙者の両⽅において、能動喫煙と受動喫煙の側⾯から喫煙のがん死亡への影響を分析している。これをもとに本研究では喫煙によるがん死亡を除去し、平均余命の延びを評価している。⼀⽅で先⾏研究の Sakata（2012）及び Ozasa
et al. (2008)は喫煙者の喫煙状況に応じたグループ分けを⾏っており、喫煙者と⾮喫煙者を分けて平均余命の延びの評価をしている。このことより、本研究の平均余命の延びは⼩さく⾒えると考えられる。
また、Sakata et al.（2012）は⾃⾝の研究で平均余命への影響が⼤きく⾒られた要因について、研究における平均追跡期間は 23 年であり、⼀般的な⽇本のコーホート研究では10 年程度の追跡となるため、他の研究に⽐べて⼤きく⾒られる結果となったと述べている。これに加え、この研究では喫煙状況に応じて 3 つのカテゴリーに分類して分析を⾏っているが、この喫煙状況について、頻繁に調査が⾏われなかったとしている。これにより、例えば最初の喫煙状況の調査後、再調査時までに喫煙をやめた⼈について、現在の喫煙者に分類されたままではなく元喫煙者に分類し直される可能性があると述べている。Ozasa
et al. (2008)は喫煙状況の分類について、元喫煙者グループについて、対象者が禁煙した年10齢群を 10 年間隔で、すなわち、40 歳から 49 歳、50 歳から 59 歳、60 歳から 69 歳に分割したと述べている。40 歳から 49 歳で禁煙した⼈については、44 歳までの死亡率は喫煙者の死亡率と等しいとし、45 歳以上の死亡率は元喫煙者の死亡率と等しいとみなしており、50 歳から 59 歳、60 歳から 69 歳で禁煙した⼈の死亡率も同様に求めたと述べているほか、喫煙を継続する期間が⻑くなるほど平均余命への影響が悪くなるとしている。
最後に、⽇本における喫煙状況の⼤きな変化も挙げられる。1996 年をピークにたばこの消費量や喫煙率は減少傾向にあり、Sakata et al.（2012）及び Ozasa et al. (2008)が対象としていたコーホートでは本研究と喫煙状況が異なっている。具体的に、Katanoda et al.
(2021)が算出した喫煙によるがん死亡が占める割合の推計値では、⼈⼝寄与割合の算出をおこなっており、この計算において 2005 年の国⺠健康・栄養調査からたばこ喫煙による有病率を⽤いている。その際、男性の喫煙による有病率は 1990 年には 72.9％であったのに対し、研究が⾏われた 2005 年では 64.4％へと減少していると述べている。このように、本研究の対象となるコーホートは先⾏研究に⽐べて若いものとなっており、喫煙率の低下及び重度の喫煙者の減少など、先⾏研究と⽐較して喫煙状況が⼤きく異なっていることも違いの要因となっている。
このような要因によって、本研究における、喫煙によるがん死亡を死因から除去した場合の平均余命への影響が⼩さく算出されたことが考えられる。

おわりに本研究では喫煙によるがん死亡を除去した⽣命表を作成し、除去していないものと⽐較することによって平均余命の延びを算出した。0 歳から 50 歳~54 歳にかけて男性で約0.9 年、⼥性で約 0.4 年の延びがみられたが、どちらも先⾏研究と⽐較すると影響は⼩さいものとなった。この要因としては、先⾏研究は対象となるコーホートが古いこと、喫煙者の割合が減少したことにより、喫煙によるがんが死亡全体に占める割合が⼩さくなったことが考えられる。
本研究では⽇本全国を対象に平均余命の延びを算出したが、都道府県別の喫煙状況の違いを考慮すると、地域差の観点からより詳細な分析が可能だと考える。これについては、今後の課題としたい。

11

参考⽂献
厚⽣労働省（2016）「保管統計表

都道府県編

死亡・死因

第２表−００（全国）

死亡数，死亡⽉・性・年齢（５歳階級）
・死因（死因簡単分類）
・都道府県（21 ⼤都市再掲）別」(https://www.e-stat.go.jp/statsearch/files?page=1&layout=datalist&toukei=00450011&tstat=000001028897&c
ycle=7&year=20150&month=0&tclass1=000001053058&tclass2=000001053061&tclass3=000001053074&tclass4=000001053089&result_back=1&tclass5val=0）（最終アクセス⽇

2022 年 12 ⽉ 24 ⽇）

厚⽣労働省（2020）「令和元年国⺠健康・栄養調査報告結果の概要」

pp.26-30(https://www.mhlw.go.jp/stf/seisakunitsuite/bunya/kenkou_iryou/kenkou/eiyou/r1-houkoku_00002.html)（最終アクセス⽇

2022 年 12 ⽉ 23 ⽇）

国⽴社会保障・⼈⼝問題研究所（2022）「⽇本版死亡データベース

全国」（https://www.ipss.go.jp/p-toukei/JMD/00/index.html）（最終アクセス⽇2022 年 12 ⽉ 23 ⽇）

Katanoda, Kota, Hirabayashi, Mayo, Saito, Eiko, Hori, Megumi, Abe, S. K., Matsuda,Tomohiro, and Inoue, Manami.（2021）“Burden of cancer attributable to tobacco smoke in Japan in 2015”
Global Health & Medicine Open, Vol. 1 ,No. 2 , pp. 43-50.
Ozasa, Kotaro, Katanoda, Kota, Tamakoshi, Akiko, Sato, Hiroshi, Tajima, Kazuo ,Suzuki, Takaichiro, Tsugane, Shoichiro, and Sobue, Tomotaka.

(2008)“Reduced Life Expectancy due to Smoking in Large-Scale Cohort Studies in Japan“ Journal of epidemiology, Vol. 18 ,No.3 ,pp.111-118
Sakata, R., McGale, P ., Grant, E, J., Ozasa, Kotaro, Peto R., and Darby, S, C. （2012）“Impact of smoking on mortality and life expectancy in Japanese smokers:
a prospective cohort study” British Medical Journal, Vol. 345.

12

図表

喫煙に起因しないがんによる死亡割合
10095

死 90
亡割合 85︵％︶ 80
75
05-9 15-19 25-29 35-39 45-49 55-59 65-69 75-79 85-89 95-99

年齢階級（歳）図 1：喫煙に起因しないがんによる男性の死亡割合

資料：筆者算定

喫煙に起因しないがんによる⼥性の死亡割合
10095死 90
亡割合 85︵％︶ 80
75
05-9 15-19 25-29 35-39 45-49 55-59 65-69 75-79 85-89 95-99

年齢階級（歳）図 2：喫煙に起因しないがんによる⼥性の死亡割合

資料：筆者算定

13

1.2
1

平均 0.8
余命の 0.6
延び 0.4︵年︶ 0.2
00

5-9

15-19 25-29 35-39 45-49 55-59 65-69 75-79 85-89 95-99

年齢階級（歳）105109図 3：喫煙によるがん死亡を除去した場合の平均余命の延び（全国,男性,2015 年）

資料：筆者算定

0.45
0.4

平0.35
均
余 0.3
命の0.25
延 0.2
び︵0.15年︶ 0.1
0.05
005-9

15-19 25-29 35-39 45-49 55-59 65-69 75-79 85-89 95-99105109

年齢階級（歳）図 4：喫煙によるがん死亡を除去した場合の平均余命の延び（全国,⼥性,2015 年）

資料：筆者算定14

表 1：喫煙に起因しないがんによる男性の死亡割合

年齢階級0 01-04（歳）
死亡割合(%)
年齢階級（歳）
死亡割合(%)
年齢階級（歳）
死亡割合(%)
年齢階級（歳）
死亡割合(%)

5-9

10-14

15-19

20-24

99.979799.3863

98.2561

98.374299.2551

99.2745

25-29

30-34

35-39

40-44

45-49

50-54

98.9563

98.4552

97.1208

95.350393.8415

91.3192

55-59

60-64

65-69

70-74

75-79

80-84

88.682286.6376

85.3957

86.0546

88.6530

90.8942

85-89

90-94

95-99

100+

93.132995.325397.0513

98.2303

資料：筆者算定

表 2：喫煙に起因しないがんによる⼥性の死亡割合

年齢階級0 01-04（歳）
死亡割合(%)
年齢階級（歳）
死亡割合(%)
年齢階級（歳）
死亡割合(%)
年齢階級（歳）
死亡割合(%)

5-9

10-14

15-19

20-24

99.9872

99.8272

99.7176

99.540999.771999.3271

25-29

30-34

35-39

40-44

45-49

50-54

99.1359

98.1243

96.542795.847795.2192

94.2792

55-59

60-64

65-69

70-74

75-79

80-84

92.399391.851990.5397

91.7357

93.5319

95.1915

85-89

90-94

95-99

100+

96.8097

97.9695

98.7118

99.4009

資料：筆者算定15表 3：喫煙によるがん死亡を除去した場合の平均余命の延び（全国,男性,2015 年）

年齢階級（歳）平均余命の延び（年）
年齢階級（歳）平均余命の延び（年）
年齢階級（歳）平均余命の延び（年）
年齢階級（歳）平均余命の延び（年）

0 01-04
0.955625-29

5-9

0.957630-34

0.9597
55-59

35-39

0.960860-640.913385-89

0.961465-69

0.858890-940.2226

0.95800.768595-99

0.11680.050010-14
0.957840-440.960070-74
0.639115-19
0.957745-49

0.958450-54

0.954375-79

0.941880-840.4883

100−

105−

104

109

0.017920-24

0.3516110+0.01050.0240

資料：筆者算定表 4：喫煙によるがん死亡を除去した場合の平均余命の延び（全国,⼥性,2015 年）

年齢階級（歳）平均余命の延び（年）
年齢階級（歳）平均余命の延び（年）
年齢階級（歳）平均余命の延び（年）
年齢階級（歳）平均余命の延び（年）

0 01-040.410125-29
0.411355-59
0.377685-89
0.10275-90.410830-340.411035-39

0.411160-640.410165-69

0.352890-94

0.319295-99

0.0569

資料：筆者算定160.026010-14
0.411140-440.406970-74
0.2697100+
0.007715-19
0.411145-490.401475-79
0.2145105−
109
0.004120-24
0.411350-54
0.392480-84
0.1587
110+0.0084