社会医学研究．第 34 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(1）2017

原著

65 歳平均自立期間 A,B 及びその差を用いた
全国 11 区域の健康寿命の実態と評価
Assessment of a situation of healthy life expectancy in 11 districts in Japan using aduration of 65-year-Life free of disability A and B, and the difference between them.
上木隆人 1）、永見宏行 2）、山田圭子 3）、角園真枝 3）、鈴木晶子 4）、森永裕美子 5）、中板育美 6）、尾島俊之 7）、平野かよ子 8）
Takato Ueki11）, Hiroyuki Nagami2）, Keiko Yamada3）, Masae Sumizono3）, Shoko Suzuki4）,
Yumiko Morinaga5）, Ikumi Nakaita6）, Toshiyuki Ojima7）, Kayoko Hirano8）

抄１）NPO 公衆衛生活動研究会		

１）NPO Research Association of Public Health Activity

２）東京都予防医学協会		

２）Tokyo Health Service Association

３）台東区保健所			３）Taito City Public Health Center, Tokyo４）東京都多摩小平保健所		

４）Tokyo Metropolitan Tamakodaira Public Health Center

５）国立保健医療科学院		

５）National Institute of Public Health６）日本看護協会			

６）Japanese Nursing Association

７）浜松医科大学			

７）Hamamatsu University School of Medicine

８）長崎県立大学			

８）University of Nagasaki

録【目的】 65 歳健康寿命（東京保健所長会方式）（以下、65 歳健康寿命（東京方式）という）は Sullivan 法により要介護認定者数を用いて計算された 65 歳平均自立期間の A と B（以下、自立期間 A、自立期間 B）をいわゆる健康寿命としている。それを用いて全国 11 区域別の健康寿命の実態を把握し、評価指標としての意義を検討する事を目的とする。
【方法】全国市区町村調査から得た 396 自治体の資料を基に、全国を 11 区域に分けて 65 歳健康寿命を計算し、区域毎の 65 歳平均余命（以下、平均余命）、自立期間 A、自立期間 B、（要支援 1 ～要介護 1 の認定を受けた時点 B と要介護 2 以上の認定を受けた時点 A によって自立期間を捉える）の三指標、及び二つの自立期間の差である自立期間 A-B、平均余命と自立期間 A,B の差である障害期間 A、障害期間 B を加えた 6
期間に関する実態について、区域別順位、散布図、相関係数等を用いて把握し、疫学的評価を行った。
【結果】平均余命と自立期間 B または自立期間 A の状況は、男で 6 甲信が三指標のどれも 1 位であること、女の3 北関東は平均余命が 11 位と最も短いが自立期間は 3 位以内で長いこと、男女で三指標の上位に入るのが 6 甲信と 3 北関東であること、下位に入るのが 8 近畿と 1 北海道であることが上げられた。また、6 期間で分析すると、自立期間 A-B の長いグループは平均余命の長い 6 甲信と短い 3 北関東に分けられ、短いグループは 1 北海道と 8 近畿であった。
【結論】これまで平均寿命または平均余命による健康度評価がなされてきていた。平均余命に自立期間を組み合わせた評価では、平均余命が短くても自立期間が長い区域という新たな地域差を示す事が出来た。平均余命の期間を自立期間と障害期間に分け、さらにその分ける時点を 2 種類取っておくことによって、死因分析と障害分析の必要性を具体的にもたらし、今後、疾病罹患予防、介護予防、医療体制など、健康寿命の確保対策や健康と老いの認識との関連性などを具体的に考える資料が得られるものと考えられた。それは65 歳健康寿命（東京方式）のメリットであり、地域の健康実態をより詳細に把握出来ることから、自治体の特性をふまえた健康政策を考える上で、あらたな指標となる意義あるものと考えられた。

－－社会医学研究．第 34 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(1）2017

Abstract
Objective: Our purpose is to obtain the situation of 65-year-Life free of disability of 11 districts and to evaluate
6 indices, using two kinds of 65-year-Life free of disability which employs Sullivan’s method.
Method: D ata were accumulated by a field survey in local governments throughout Japan, which weredivided into 11 areas, and an analysis for 6 indices of 11 areas were made epidemiologically by orderand region, using coefficient of variation and etc. Indices are 65-year-Life expectancy, 65-year-Life
free of disability A and B (3 indices), 65-year-Life of disability A and B, and a difference between
65-year-Life free of disability A and B(difference A-B). A number of disabilities is a certified person
number by Care Insurance Act. Index B or A means to be healthy until the level of care needed
become grade 1-3/7 or 4 and over/7.
Results: There were regional differences in ranked indices. 6-KOSHIN for males got 1st rank in the every
3 indices. 3-North KANTO for females was ranked in the upper rank (the 2nd and 3rd) of 65-yearLife free of disability, and in the lowest (11th) of 65-year-Life expectancy. 6-KOSHIN and 3-North
KANTO for both males and females were observed in the upper rank. 8-KINKI and 1-HOKKAIDO
for both males and females were observed in the lower rank. Correlation between difference A-B
and 65-year-Life of disability was markedly strong. For these results, 11 area were divided into
three groups. One of which was 3-North KANTO and had

short difference A-B(short 65-year-Lifeof disability), long 65-year-Life free of disability, and short 65-year-Life expectancy.
Conclusion: H ealth assessment has been performed by life expectancy. We could detect the new regional
differences after evaluation employed difference A-B and 65-year-Life free of disability in addition to
the 65-year-Life expectancy. We will be able to find out many valuable issues to be examined fromthe results.
キーワード：65 歳平均自立期間

65 歳平均自立期間 A と B の差

要介護認定

地方自治体

Key Word：65-year-Life free of disability Difference between 65-year-Life free of disability A and B 65-yearLife expectancy Care Insurance Certification local government

Ⅰ緒言法）とを健康寿命とし、それぞれの 65 歳平均自立期

2009 年 7 月、厚生労働省は、21 世紀の日本におけ間に 65 を加えた値を 65 歳健康寿命（東京保健所長会

る少子高齢化や疾病構造の変化が進む中で、生活習慣方式）（以下、65 歳健康寿命（東京方式）という）と及び社会環境の改善を通じて国民の健康の増進の総合して報告している。一方、栗盛らは障害調整健康余命的な推進を図るための基本的事項を示すものとして（DALE）の考え方を採用して全国都道府県 13）、茨城「健康日本２１（第二次）」1） を作成し、その基本的な

県全市町村 14） の状況を分析し、茨城県において介護方向の第一として健康寿命の延伸を取り上げた。そ

予防事業に結びついた評価事業を市町村と一体的に進の健康寿命の考え方と計算方法については、橋本ら 2）3）

めている 15）16）。

が検討改善を重ねてきているほか、それまでに瀬上 4）、
5）

6）

7）

8）

大熊ら 、武田ら 、池田ら 、糸川 、藤谷ら
それぞれ研究結果を報告している。上木

10）

討状況を整理し、計算法は Chiang の方法

11）

9）

政策目標となった健康寿命の延伸を考えるにあたって、公衆衛生対策は基礎的自治体における地域保健活

が動、特に地域組織活動の充実を進める事が重要であり、

はその検
を用いた

保健師等の地域保健と産業保健における組織活動がそが最も多いことをふまえ、市町村自治の中心と考えられる事から、著者らはその内の地域保体が行政指標として使用しやすい健康寿命計算方法を

健における 65 歳健康寿命と地域組織活動との関連性提案した。2 種類の健康の判断時点を設定し、要支援を把握・実証しようと考え、まず全国の 65 歳健康寿

1 ～要介護 1 の介護認定を受けるまでを健康とする 65命の実態を把握するため、全国自治体を対象とした調

歳平均自立期間 B（B 法）と、要介護２以上の介護認査を行った。その調査資料を基に、全国を 11 区域に定を受けるまでを健康とする 65 歳平均自立期間 A（A

分けて 65 歳平均余命（以下、平均余命という）、65 歳

Sullivan 法

１２）

－－

社会医学研究．第 34 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(1）2017

平均自立期間 A（以下、自立期間 A という）、65 歳平

区域毎の 65 歳健康寿命の計算は、全国自治体調査

均自立期間 B（以下、自立期間 B という）の三指標をの回収データを元に、人口、死亡者数、要介護認定者

求め、二つの自立期間の差である自立期間 A-B、平均数（性別、年齢階級別、要介護度別）を 11 区域毎に余命と自立期間 A または B の差である障害期間 A と合計して区域のデータとした。

障害期間 B を加えた合計 6 つの期間に関する実態につ

まず区域毎の生命表（平成 22 年）を作成し平均余

いて、区域別順位、散布図、相関係数を用いて把握し、命を求めた。生命表は厚生統計協会の厚生統計テキス

11 区域の地域差の評価を実施、考察したので報告する。

トハンドブック第 4 版 17） に則って作成しており、作成に必要な、各区域（区域内自治体）の性別、年齢階

Ⅱ

方法

級別死亡数（平成 20 ～ 22 年度の 3 年平均値）は、厚１．65 歳健康寿命と 65 歳平均自立期間について

生労働省の人口動態統計 18） を用い、人口は全国自治

65 歳健康寿命（東京方式）10） の定義は、65 歳の人体調査から得られた年齢階級別住民基本台帳人口を用が、何らかの障害のために要介護認定を受けるまでのいた。年齢階級は 0 歳、1-4 歳、5-84 歳の 5 歳階級別、状態を健康と考え、その障害のために認定を受ける年

85 歳以上としている。Chiang の数値と 85 歳以上の定

齢までの期間を平均的に表すもの（65 歳平均自立期間）

常人口の計算に必要な全国生命表は平成 22 年簡易生とし、その期間に 65 を加えて健康寿命を表しているが、命表 19）を用いた。

この分析では 65 を加えていない 65 歳平均自立期間（以次に、（1 －障害率）を生命表の各年齢階級の定常

下、自立期間とする）を用いる。自立期間は A と B

人口に乗じて、65 歳、70 歳、75 歳、80 歳、85 歳以上の２種類があり、要介護 2 以上の認定を受けるまでのの自立期間 A、自立期間 B を男女別に計算した。障害期間を健康と考えるのが自立期間 A、要支援 1 から要率（性別、5 歳階級別、要介護度別）は区域内の自治

介護１の認定を受けるまでの期間を健康と考えるのが体の要介護認定者数（性別、5 歳階級別、要介護度別）

自立期間 B で、両法を用いた。65 歳平均余命は 65 歳

合計数を区域内自治体の住民基本台帳人口（性別、5平均自立期間と 65 歳平均障害期間の和に等しい関係

歳階級別）合計数で除して求めた。

࿑䋱࿑䋶䋵ᱦஜᐽኼ๮䈫ᐔဋ⥄┙ᦼ㑆A,B,がある。図1ᱦஜᐽኼ๮䈫ᐔဋ⥄┙ᦼ㑆
に 65 歳平均余命と両法の関係を示した。
䋶䋵ᱦ

Bᴺ

65ᱦ䉁䈪↢䈐䈢ᦼ㑆䋶䋵ᱦᐔဋ૛๮

ᐔဋ⥄┙ᦼ㑆B

標という）の他に、自立期間 A と自立期間 B の差（以

ᐔဋ㓚ኂ
ᦼ㑆B

下、自立期間 A-B という）、65 歳平均障害期間 A（以下、障害期間 A という）、65 歳平均障害期間 B（以下、障ⷐᡰេ䋱䉁䈪ஜᐽ䋨B䋩
಴↢

Aᴺ

ᱫ੢

65 ᱦஜᐽኼ๮

65ᱦ䉁䈪↢䈐䈢ᦼ㑆ᐔဋ⥄┙ᦼ㑆A

この計算の考え方から、図１の関係を用いて、平均余命、自立期間 A、自立期間 B の三指標（以下、三指害期間 B という）を加えた 6 つの期間（以下、6 期間という）を指標として分析した。論文と表中のこれら

ᐔဋ㓚ኂ
ᦼ㑆A

の指標について表 1 に整理した。

ⷐ੺⼔䋲䉁䈪ஜᐽ䋨A䋩

表1

論文中で用いる用語⥄┙ᦼ㑆AͲB

図1

65 歳健康寿命と平均自立機関 A,B

２．全国 11 区域と健康寿命計算
全国を分けた 11 区域は、1 北海道区域、2 東北区域、3 北関東区域（茨城県、栃木県、群馬県）、4 南関東区域（埼玉県、千葉県、東京都、神奈川県）、5 北陸区域（新潟県、富山県、石川県、福井県）、6 甲信区域（山梨県、長野県）、7 東海区域、8 近畿区域、9 中国区域、10 四国区域、11 九州沖縄区域とした。回収自治体数が多かっ

区域別の三指標の値について順位を降順で付けた。

た関東は北関東区域と南関東区域に分けた。同様に長三指標の関係から、平均余命は、自立期間 B に自立期

野県と山梨県を関東甲信越から分け、新潟県は北陸区

間 A-B と障害期間 A を加えたものに等しく、自立期域に含めた。

間 A は自立期間 B よりも長い。この事から、A 法と－－社会医学研究．第 34 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(1）2017

B 法は、自立期間 A-B が自立期間に入るか障害期間に統計協会の生命表作成方法 17） を採用している。今回入るかの違いとなり、両方法には自立期間 A、自立期の調査においては、調査目的と別に回答自治体の 65

間 B、自立期間 A － B、障害期間 B、障害期間 A の 5

歳健康寿命（東京方式）の計算値を調査結果と伴に返期間が設定できる。上記の三指標については値と区域

すとし、また予め人口 6000 人未満の自治体には計算

別順位、積み重ねグラフと散布図により、そして 5 期

値を出しても参考値となる事を伝え、橋本ら 20） の意

間に平均余命を加えた 6 期間については相関分析と散見を付した。

４．回収状況

布図によって実態把握と評価を行った。

697 自治体から回答が得られ、回収率 41.4%であっ

４．全国自治体調査た。その内自立期間の計算対象となったのは 396 自治

全国自治体の調査対象は、平成 24 年 10 月時点の全体（56.8%）で、計算に必要な資料（人口、要介護認

国基礎的自治体のうち、東日本大震災による太平洋沿定者数）の不足、資料を取った日付年月の間違い、そ岸部被災地および放射能避難地域である 59 自治体をの他の記載不備があるなどによって計算が正しく出来

除外した 1683 市区町村とした。調査内容は、65 歳健ない自治体を除いた。なお、京都府では計算対象とな

康寿命の計算に必要な住民基本台帳人口（平成 22 年 1る自治体がなかった。

月 1 日付け、性別、前記年齢階級別）及び介護保険法

５．倫理審査による要支援要介護認定者数（以下、要介護認定者数

調査の倫理審査については，東北大学大学院医学系という）（平成 22 年 3 月末日付け、性別、要介護度別、研究科倫理審査委員会の承認を平成 24 年 9 月 24 日に65 歳以上 5 歳階級別）とした。市区町村の保健衛生所得た。

管部課に郵送して調査を依頼し、回答自治体には自治Ⅲ

体毎及び区域毎の 65 歳健康寿命（東京方式）の計算

結果結果を返すものとした。調査は平成 24 年 10 月末に調1. 計算対象自治体の人口規模査用紙を送付し、返信用封筒で返送してもらい、同年

65 歳健康寿命の計算対象となった 396 自治体の人

12 月末までに回収した。

口規模別割合の分布について全国との比較を表 2 に示

基礎的自治体の自立期間の計算の問題点は自治体毎す。人口 1 万人未満の自治体数の割合が全国より少の生命表の作成に必要な死亡数の偶然変動にある。そなく、50 万人以上の自治体数の割合が全国より多くの為、橋本ら 20）の厚生労働科学研究における検討では、なっている。計算対象となった自治体数の区域別状況

人口 13000 人未満では適用としないとし、大熊ら 5）はを、区域内総自治体数（被災地調査地区を除く）に占10000 人以上に限定されるとしている。上木ら 10）は計

める自治体の割合で表 3 に示す。計算対象割合は 6 甲

算方法を小規模自治体用に改善したと考えられる厚生信、2 東北、7 東海、3 北関東の区域で多い傾向であった。

表２ 健康寿命計算自治体の人口分布

表３

－－

区域別自治体対数

社会医学研究．第 34 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(1）2017࿑䋲 ↵ ⥄┙ᦼ㑆A,B䈫ᐔဋ૛๮䈱Ⓧ䉂㊀䈰䉫䊤䊐

２．三指標の結果について

ᐕ

20.0

（ア）三指標の区域別順位と積み重ねグラフ
全国の 11 区域別の三指標の結果を表 4、表 5 に示す。
三指標において上位 2 位以内と下位 10 位以下に入る

18.0

区域をみると、上位に入ってくるのは、男（表 4）では、
6 甲信、3 北関東、5 北陸である。女（表 5）では、7 東海、

14 0
14.0

6 甲信、3 北関東、5 北陸である。下位に入ってくるのは、

12.0
12.0

男では、8 近畿、11 九州沖縄、1 北海道である。女では、8 近畿と 3 北関東、1 北海道、4 南関東である。

表４

男

㓚ኂᦼ㑆A

16.0

⥄┙ᦼ㑆
⥄┙ᦼ㑆AͲB

⥄┙ᦼ㑆B
10.0

区域別３指標と順位
図２ ࿑䋳
男 ᅚ
自立期間
A,B と平均余命の積み重ねグラフ⥄┙ᦼ㑆A,B䈫ᐔဋ૛๮䈱Ⓧ䉂㊀䈰䉫䊤䊐
ᐕ

26.0

24 0
24.0
22.0
20.0

㓚ኂᦼ㑆A

18.0
16.0

⥄┙ᦼ㑆AͲB

14.0
12.0

⥄┙ᦼ㑆B

10.0

表５

女

図３

区域別３指標と順位

女

自立期間 A,B と平均余命の積み重ねグラフ（イ）平均余命と自立期間 B の散布図
散布図に回帰直線を付し、12 全国の値で 4 象限に分けてみる。平均余命と自立期間 B の散布図をみると、男（図 4）では 6 甲信が第 1 象限の外れ値となり、女（図5）では 5 北陸、6 甲信、7 東海が第 1 象限で一つのグループを示し、3 北関東が第 2 象限で外れ値となり平均余命は長く自立期間 B は短い位置にある。8 近畿は第 3 象限で中央からやや離れ平均余命も自立期間 B も短い位置にある。

表 4 と表 5 に示した三指標について、区域別積み重ねグラフを男女別に示す。男（図 2）では、6 甲信は平均余命が他よりきわめて長く自立期間 A も自立期
間 B も長い。3 北関東は、平均余命は平均的であるが自立期間 A、自立期間 B は長い。逆に 8 近畿は、平均余命はほぼ平均的であるが自立期間 A、自立期間 B は短い。女（図 3）では、平均余命に男ほどの差はなく、

図４

自立期間 B に差が現れている。特に 8 近畿は自立期間
A、自立期間 B 共に著明に短く、1 北海道と 9 中国は
次に短い。
－－

男

平均余命と自立期間 B の散布図

社会医学研究．第 34 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(1）2017

障害期間 B と強い正相関（0.94）であり、自立期間 B
及び自立期間 A とは強い負の相関（-0.95、-0.80）である。障害期間 A とは正相関であるが（0.47）である。
女（表 9）でも同じ傾向が見られ、自立期間 A-B は障
害期間 B との強い正相関（0.95）であり、障害期間 Aとは（0.45）である。自立期間 B、自立期間 A との負相関（-0.62、-0.53）は男より弱い。

図５

女

表８

男

６期間の相関係数

表９

女

６期間の相関係数

平均余命と自立期間 B の散布図

３．6 期間の結果について（ア）6 期間の区域別年数と変動係数
6 期間（自立期間 B、自立期間 A、自立期間 A － B、障害期間 B、障害期間 A、平均余命）の区域別年数と変動係数を示す。男（表 6）女（表 7）ともに自立期
間 A-B の変動係数のみが他よりも大きい。

表６

表７

男

女

区域別

区域別

６期間の年数と変動係数

６期間の年数と変動係数（ウ）自立期間 A-B と障害期間 B との散布図
自立期間 A-B と障害期間 B との散布図は、男（図 6）
も女（図 7）も 8 近畿と 1 北海道が第 1 象限で、3 北
関東と 6 甲信が第 3 象限で、両グループが回帰直線の両端に位置し、それぞれの特徴を示す位置にいる。その他の区域は中央に寄って位置しているグループと 9
中国と 11 九州沖縄に分かれるが、男の 9 中国と 11 九
州沖縄は中央グループと 8 近畿 1 北海道グループの中間に位置しているのに対し、女では 8 近畿 1 北海道と一緒のグループを形成している。

（イ）6 期間の相関係数
自立期間 A-B との相関係数をみると、男 ( 表 8) では、－－社会医学研究．第 34 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(1）2017

図６
Ⅳ

男

自立期間 A-B と障害期間 B の散布図

図７

考察

女

自立期間 A-B と障害期間 B の散布図

定状況とが自立期間に反映される。三指標の比較結果

１．65 歳健康寿命（東京方式）と国方式等から得られた区域別の特徴で新たに明確にされたこと

これまで国レベルでも地域でも健康指標については

は、女の 3 北関東で平均余命は短いものの、自立期間

平均寿命が多く使われてきた。その平均寿命は日本女が長いという大きな特徴が示されたことである。3 北性が既に世界一となっているが関東と同様に長い自立期間を示した地域は、5 北陸と21）、近年の QOL の考え方の普及から、長寿よりも人生の質や生き方を考え、

6 甲信と 7 東海であるが、3 北関東は平均余命が最下

その実践として老いというものや老い方を考える様位であるのに対し、他の 3 区域の平均余命はすべて上になり、生活習慣病予防や介護予防を重視するように位である特性が明確にされた。その他の地域特性としなって来ている。それらの QOL 課題を広く健康寿命て、平均余命と自立期間の両方が長いのは、男で 6 甲の考え方に取り込み、要介護認定をうけるまでの期間

信、女で 7 東海と 6 甲信、両方が短いのは男で 8 近畿を健康と考えて計算値から健康を把握検討し、政策評と 1 北海道、女で 8 近畿が上げられた。この地域差も価に反映させようという試みが多くなされるようにな

今回の分析から得られた大きな特徴である。

10）

り、65 歳健康寿命（東京方式）

はその一つと言える。

健康寿命の計算方法は Sullivan

6 期間の分析結果では、自立期間 A-B が最も変動が大きく、相関は障害期間 B と正相関が極めて強く、自12）によって disability

free life expectancy（DFLE）の考え方として提唱され、立期間 B とは負の相関である。障害期間 B は自立期

日本国内でも多くの研究者 2) ～ 8） が採用している。そ間 A-B を含んでおり、自立期間 A-B の長短はその後の方法を用いて計算された健康寿命の全国状況は、橋の死亡までの障害期間 B に反映されていることが想定

本ら 1）3）22）が報告しており、平均寿命に対応して 0 歳

できる。この結果と三指標の結果を合わせると、特に健康寿命を計算し、国際的にも比較可能な計算方法と男では、自立期間 A-B が短く障害期間 B が短く自立している。その国の方法は使用データによって二つあ

期間 B が長い区域と、自立期間 A-B が長く障害期間

り、国民生活基礎調査結果を用いた方法は国と都道府

B が短く自立期間 B が短い区域に分けられ、前者には県を対象として想定し、市町村に対しては要介護認

3 北関東と 6 甲信が当てはまり、後者には 1 北海道と定者数を用いた方法としている 。それらの健康寿命

8 近畿が当てはまる。女でも似た傾向であった。さら

の都道府県別状況では、愛知県、静岡県、宮崎県、長にそれに平均余命を加えると、前者は平均余命が長い1）

野県などが良い地域のトップとして上げられている 。

6 甲信と短い 3 北関東に分けられ、後者は 2 区域ともそれに対して今回の調査結果では良い地域として 6 甲

平均余命が短く分けられない。従って、平均余命と 6

信、7 東海、5 北陸が上げられた。県別の報告ではないが、期間の健康寿命指標の結果から三つのグループに分か

1）

橋 本 ら の 報 告 と 似 た 傾 向 を 示 し て い る。 栗 盛 ら

13）れる事がわかり、それが地域性の特徴となっている。

は年齢調整した加重障害保有割合（WDP）を用いた

中でも 3 北関東は特徴的で、それは短い平均余命

65 歳障害調整健康寿命（DALE）の方法で都道府県値と長い自立期間にある。その背景を考えると、これはを算出し、多少の相違は見つつも一部似た傾向も示し

罹患と共に要介護 2 に近くなってしまい、その後要介ている。

護 2 以上になる期間もその後死亡までの期間も短い場

２．結果評価合が考えられる。それは介護要因とは別に罹患から要

健康寿命は、年齢階級別の死亡状況と介護保険認

介護期間もないまま死亡に至るような要因を考える必－－社会医学研究．第 34 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(1）2017

要がある。例えば、大動脈瘤破裂や重症心筋梗塞、重の元気さが指摘され、労働力状況でも第１次産業従事症脳出血、自殺などの死亡原因の要素が加わって、平者は多い。これが自立期間 B の延伸と自立期間 A-B

均余命と障害期間の短さとなっていることが推測されの短さに繋がるであろう。一方で在宅療養を支援するのデー

往診体制を取る医師も多い２４）といい、これが自立期

タで北関東の 3 県に表れていた。また、栗盛ら２３）は

間 A-B の短さ、障害期間 B の短さに繋がるであろう。

障害調整健康寿命の格差関連要因について茨城県 44

これらから考えると、平均余命と自立期間の長い区

自治体データを用いて分析し、死因分析の中で、男性

域は、在宅療養を支援してもらえるイメージを含んででは不慮の事故が有意な負の相関があると指摘してい老いを自分にアクティブなものとして考えられる環境る。これは茨城県のみであるが、今回の指摘と繋がるがあり、市町村の保健師活動や公民館活動の支援があものと考えられる。自立期間 A-B によって期間毎の分

る中で健康な生活を維持するイメージが作られやすい

析が出来、背景を具体的に想定できたのは、A 法と Bと推測される。反対に 1 北海道 8 近畿などのような平法の二つの健康の判断基準を持って健康寿命を考える

均余命と自立期間と自立期間 A-B が短い区域は、地域

65 歳健康寿命（東京方式）の意義であった。

保健活動の疾病予防効果も介護予防効果もそれぞれ検る。このやや似た傾向は橋本

２２）

や栗盛ら

１３）

５．B 法と介護予防の効果判定討する必要があるが、その背景には医療や社会の要素

B 法は介護度の軽い要支援～要介護 1 の認定を受も大きい。一方で、自立期間は平均余命の中を障害率けるまでを健康と考える考え方であるので、介護予防

で分けて見たものと言えるので、平均余命に左右されの指標として重要である。しかし、B 法は A 法と比ることも踏まえる必要がある。女では、男ほど平均余較すると指標として不安定で、実際に要支援～要介護

命と自立期間の長さが相関しておらず、三指標の上位

1 の介護度は制度変更の影響を大変受けやすく、住民も下位も様々である。下位 10 位以下にある 1 北海道、の制度の考え方の影響も受けやすい。介護保険制度が4 南関東、8 近畿を考えてみると、ここでは、後遺症始まった頃、低い介護度の人達は申請を直ぐにはせず、を残す疾患などによって障害を負ってから早めに施設制度発足以後のその伸び率は他の介護度よりも大変大入所し、施設サービスが充実している可能性も大きい。

きく一定しなかった。平成 17 年の制度改正は介護度

結果、入所のために要介護度が表面的には進みやすく、判定に大きく影響する内容であった。地域保健活動と障害者率が高めとなり、障害期間が長くなることも推しては介護予防に重点を置いて行くべきであるが、B測される。また、入所による健康管理の好影響が自立

法の不安定性を踏まえて、住民の介護予防の意識啓発

期間 A-B と障害期間の延長をもたらしているかも知れを十分に測りながら、その効果を上げていくことが必ない。自立期間 A-B を考える事から、障害を残す疾患、要となる。

残さない疾患、そして死因を考えていく必要性がある

６．健康寿命の解釈についてと言える。

７．障害率の問題点について

健康寿命は計算構造から死亡と要介護認定の二つの要素を持っている。死亡の背景には原因疾患、介護の障害率に要介護認定者数を用いる問題点は、住民の背景には障害をもたらす疾患への罹患があるので、対要介護認定申請や自治体の認定に自治体間に差があり、策としてはそれらの罹患予防、介護予防、障害の進行

それが自立期間の差に現れる点である。介護サービス

予防があり、さらには保健医療体制、福祉体制、そし環境が充実している地域では要介護認定申請は多くなて医療の受け方、介護保険の受け方や考え方、健康やる傾向と予想されるが、単に要介護認定者数の多少の老いの考え方など、行政と住民の双方を含む地域毎のみを考える事は適切とは言えない。この数に自治体間

一つの老いの生活文化または病の文化と言えるものが差があることは既に指摘され、健康寿命計算の意義を関与してくる。自立期間 B と自立期間 A が長いのは、危ぶむ声もある。その介護認定業務も含んで住民の健最も健康に生きてきている結果と言えるが、男で飛び康が確保される方向で行政事業は進み、住民も生活改

抜けて健康寿命が長い 6 甲信を見ると、長野県と山梨善を行っている。その結果を自立期間の推移として観県の自立期間の長さ２）３）と自立期間 A-B の短さがあ察している。その点から、要介護認定者数を用いる健

２４）

康寿命は政策や住民の考え方も反映している指標と考との関連が想定できる。その中では自分の生活のためえるべきである。特に初めて要介護認定を受ける場合であってもいつまでも農業に従事して働いている住民には、住民の認定申請の考え方や介護予防政策の充実

り、水野肇らが指摘した長野県の健康状況の背景－－社会医学研究．第 34 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(1）2017

度などの要素が自立期間値に影響するので、それも行

6） 武 田 俊 平、 田 村 一 彦． 市 町 村 に お け る 高 齢 者

政と住民が考える一つの健康観の範疇と言える。しかの要介護指標の評価．日本公衛誌．2004；51：

し一方で、要介護認定状況が改善した場合にはそれを335-336

しっかり介護度に反映することが制度として必須であ7）池田祐子、生嶋昌子、長谷川紀美子、他．介護保る。

険制度を利用した埼玉県の健康寿命の算出．厚生８．まとめの指標．2006；53（8）：10-16

男では 6 甲信が三指標のどれも 1 位であること、女

8）糸川浩司、藤谷明子、関龍太郎、他．健康寿命のの 3 北関東は平均余命が 11 位と最も短いが自立期間

地域格差に影響している要因分析．島根県保健環は 3 位以内で長いこと、男女で三指標の上位に入る

境科学研究所年報．2002；44：70-72のが 6 甲信と 3 北関東で、その下位に入るのが 8 近畿

9）藤谷明子、糸川浩司、関龍太郎、他．島根県におと 1 北海道であることが上げられた。また、自立期間

ける健康寿命と平均余命．島根県保健環境科学研

A-B と用いて分析すると、その長いグループは平均余究所研究発表会．2003

命の長い 6 甲信と短い 3 北関東に分けられ、その短い

10）上木隆人、東京都市区町村の健康寿命算出の行政グループは 1 北海道と 8 近畿であり、3 グループに分的検討．日本公衛誌．2008；55（12）：けられた。

811-82111）Chiang，L.C.． An index of health: mathematical

平均余命に加えて自立期間との組み合わせ評価が、

models. PHS Publication

No.1000, Series 2, No.5．

U.S. Government Printing Office．1965

3 北関東区域の特徴を見出し、自立期間 A-B 等の分析から罹患・死亡状況と要介護認定状況の両方の背景を12）Sullivan，D.F.．A Single Index of Mortality and

考える必要性とその結果を確認出来た。それは、自治Morbidity. HSMHA Health Report．1971；Vol.86

体住民の健康度の把握と共に政策や地域保健活動も評

No.4：347-345

価をする事になり、その中で介護予防、医療など健康

13）栗盛須賀子、福田吉治、星旦二、他．介護保険

寿命の確保対策や、健康と老いの認識との関連性など

制度改正に伴う要介護度別の効用値の測定、おを具体的に考えて地域保健活動に生かす資料が得られよび都道府県の加重障害保有割合（WDP）と障るものと考えられた。それは A 法と B 法の二つの視害調整健康余命（DALE）の算出．保健医療科学．

点を持つ 65 歳健康寿命（東京方式）のメリットであり、2010；59（2）：152-158.

市町村自治体の新たな健康政策を考える意義ある方法

14）栗盛須賀子、福田吉治、大橋恵美子、他．茨城県と考えられた。

全市町村の加重障害保有割合（WDP）と障害調
整健康余命（DALE）の経年的算出と地域間比較．

参考文献

厚生の指標．2010；57（10）：32-39
15）調査・研究資料．高齢者健康指標を用いた介護

1）厚生労働省．健康日本 21（第二次）．厚生労働省

予 防 効 果 の 判 定・ 測 定 評 価 に 関 す る 調 査 研 究

告示第四百三十号．20092）橋本修二，辻一朗、尾島俊之、他．平均自立期間[online]、 茨 城 県 立 健 康 プ ラ ザ．[ 平 成 28 年 11の算定方法の指針．平成 19 年度厚生労働科学研

月 28 日検索 ]、インターネット＜ URL：http://

究、健康寿命の地域指標算定の標準化に関する研www.hsc-i.jp/05_chousa/doc/program_yomei/

究班．2008/3

yo_shishin.pdf

3）橋本修二、辻一朗、尾島俊之、他．健康寿命算定

16）栗盛須賀子、福田吉治、星旦二、他．健康寿命（余命）

方法の指針．平成 24 年度厚生労働科学研究、健と障害を持つ人の割合算出プログラム（市町村版、

康寿命における将来予測と生活習慣病対策の費用

都道府県版）．保健師ジャーナル．2014；70（7）：584-587

対効果に関する研究班．2012/9
4）瀬上清貴．都道府県別「自立調整健康余命」の策定．

17）厚生統計協会、厚生統計ハンドブック

第 4 版．

厚生統計協会．2003；191-211

ライフ・スパン．2004；175）大熊和行、松村義晴、福田美和、他．三重県にお18）厚生労働省．人口動態統計、確定数、保管統計表

ける介護保険データを用いた健康余命の算定．日

都道府県編（報告書非掲載表）、死亡・乳児死亡、

本公衛誌．2006；l6：437-447

年次．[online]、厚生労働省．[ 平成 22 年 10 月 28

－－

社会医学研究．第 34 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(1）2017

日検索 ]、インターネット＜ URL：http://www.
e-stat.go.jp/SG1/estat/GL08020103.do?_toGL0802
0103_&listID=000001101843&disp=Other&reque
stSender=dsearch19）厚生労働省．生命表、平成 22 年簡易生命表．[online]、
厚生労働省．[ 平成 23 年 11 月 13 日検索 ]、インター
ネ ッ ト ＜ URL：http://www.e-stat.go.jp/SG1/
estat/GL08020102.do?_toGL08020102_&tclassID=
000001049289&cycleCode=7&requestSender=dse
arch20）橋本修二．平均自立期間算定プログラム Ver.2．
平成 20 年度厚生労働科学研究．2009
21）厚生労働省．第 21 回完全生命表の概況．[online]
平成 24 年 5 月 31 日、厚生労働省．[ 平成 28 年 8月 13 日検索 ]、インターネット＜ URL：http://
www.mhlw.go.jp/toukei/saikin/hw/life/21th/19）水野肇、青山英康．PPK のすすめ．東京、紀伊國屋書店．199821）栗盛須賀子、福田吉治、大橋恵美子、他．茨城県
全市町村の加重障害保有割合（WDP）と障害調
整健康余命（DALE）の経年的算出と地域間比較．
厚生の指標．2010；57（10）：32-39
22）橋本修二．健康寿命の指標化に関する研究－健康
日本 21（第二次）等の健康寿命の検討．厚生労働科学研究平成 27 年度分担研究報告書．201623）栗盛須賀子、福田吉治、澤田信行、他．茨城県市
町村の健康余命（寿命）と健康格差の関連要因．
厚生の指標．2013；60（3）：1-8－ 10 －