社会医学研究．第25号．Bulletin of Social Medicine, No.25 2007

原著

都市在宅高齢者における精神的健康と身体的健康の経年変化とその因果関係
Chronological evaluation and causes of psychological and physical health of urban elderly dwellers
劉新宇

Xinyu Liu

星

旦二

高橋

俊彦

Tosihiko Takahasi

Tanji Hoshi

首都大学東京・都市科学研究科
論文要旨
都市在宅高齢者の身体的健康と精神的健康の経年変化を明らかにし、更に、その因果関係を共分散構造分析を用いて定量的に推論することを研究目的とする。2001 年 9 月に A 都市の 65 歳以上在宅居住高齢者全員 16,462 人に対してアンケート調査を行い、13,195 人(80.2%)から回答を得た。更に、2004 年 9 月に 8,558 人のアンケート調査が追跡できた。交差遅れ効果モデルと同時効果モデルを利用して因果関係分析を行った。その結果、経年変化について、
男女の前期高齢者と後期高齢者共に、初回調査の『身体的要因』と『精神的要因』から追跡調査の同様な要因に統計上有意に影響することが示された。因果関係については、男女とも前期後期高齢者共に、初回調査の『精神的要因』（『』は潜在変数を示す）から追跡調査の『身体的要因』へ統計上有意に影響することが示された。女性後期高齢者のみで、初回調査の『身体的要因』から追跡調査の『精神的要因』に統計上有意な影響を与えることが示された。

Abstract
This study was a chronological evaluation of the physical and psychological health of elderly urban dwellers. Conclusions
on causal relationships were drawn using structural equation models. A questionnaire survey was sent to all 16,462 elderly
urban dwellers 65 years of age or more in City A in September, 2001. Responses were obtained from 13,195 people (80.2%).
A follow-up survey of 8,558 subjects was done in September, 2004. Causal relationships were analyzed with the use ofcross-lagged effects model and synchronous effects model. It was found that, for all elderly, the latent variables of physicalfactor and psychological factor in the follow-up survey in 2004 were significantly affected by the same factors that were
investigated in 2001 with regard to chronological changes.
It was also found that for all elderly dwellers, the psychological factor in the first survey had a significant influence on thephysical factor in the follow-up survey. However, only the physical factor for the oldest female elderly (over 75 years) in 2001
had a significant influence on the psychological factor in the follow-up survey.
キーワード：都市在宅高齢者、経年変化、因果関係分析
KEY WORDS: Urban elderly dwellers， Chronological evaluation， Analysis of causal relationship
はじめに
日本では急速な高齢社会を迎えている。高齢者がの高齢社会を迎える諸外国にとっても役立つであろう最も重要な課題の一つである。

いきいきと生活していくためには、疾病の予防と共世界保健機関（WHO）は、1946 年に健康を次のよに健康の保持増進を支援し、成果を上げていくこと

うに定義していた。「健康とは、身体的、精神的及びが大きな課題である。このような先行体験は、今後社会的に完全に良好な状態であり、単に疾病または－51－

社会医学研究．第 25 号．Bulletin of Social Medicine, No.25 2007
病弱の存在しないことではない」である。この定義

Holland24)は因果関係分析の目的を 3 つに整理してでは、健康の要素として身体的要因、精神的要因、いる。①観察された結果に対する原因を究明する。

それに社会関係要因が提示され、特に社会関係要因②観察された因果関係に対する因果メカニズムを解が提示されたことが注目されていた。その後これら明する。③観察された因果関係における因果的効果の健康三要素は、健康度を示す三つの指標として幅を定量的に評価する。
以上の研究背景と因果関係分析の目的を踏まえ、広く活用されてきた。
身体的な健康の要因として生活能力が、精神的な本研究の目的は、健康の三要素の二つ、つまり身体要因として主観的健康感それに生活満足度がそれぞ的要因と精神的要因に焦点をあて、それぞれの経年

れどのように関連しあっているのかに関する研究報

変化を明確にするとともに、二つの要素の因果関係

告は、いくつか報告されている。前田、長田、神宮を明確にすることである。つまり、身体的要因と精らによって、生活能力と主観的健康感、PGC モラー

神的要因は、三年間を経てどのように推移するのか、

ル・スケール指標の精神的健康との間に統計上有意ないし三年後の各要因は、三年前の各要因からどのな関連性があることが報告されている

1-5)程度予測することが可能か、つまり予測妥当性を明。

確にし、身体的要因と精神的要因との間の因果関係

更に、Donaldson、Branch、古谷野、小川らによっを明らかにすることである。

て生活能力が低くなると、死亡率が有意に高いことが報告されている

6-13)。Mossey an Shapiro、Kaplan、

Spiers それに藤田らによって、主観的健康感が低い群

研究方法

は統計上有意に累積生存率が低下することが報告さ

1．調査方法と分析対象

れている

14-17)

都市部 A 市在宅高齢者の中から施設入所者を除く。

このように健康概念で示された健康の三要素の関

16,462 人全員を調査対象として、初回調査は 2001 年

連性が明確になると共に、将来の生命予後を規定す

9 月に郵送自記式アンケート調査を実施した。回答がる妥当性の高い指標であることが明確になっている。

得られた 13,195 人(回収率 80.2%)を、基礎的なデータ

しかしながら、各要因との間にはどのような因果関

ベースとした。3 年後の 2004 年 9 月に同様の調査を係が存在するのかに関する先行研究は、報告されて実施した。三年間で市外に転居した 505 名と死亡しいないようである。具体的には、身体的要因と精神た 914 名を除き、追跡アンケート調査にも回答した的要因の間にどのような因果関係が存在するか否か、

人は 8,558 人であった。

因果関係が存在すると仮定すると、どれが原因とな

分析対象者は、8,558 人の中から、因果関係分析モ

りどれが結果となるのかについては、推測ないし仮デルで分析したアンケート調査項目 11 項目において、説の設定は可能であっても、その本質は殆どブラッ

一つ以上の欠損値が含まれていた、1,693 名を除外しクボックスのままであるのが現状である。

て 6,865 人とした（表 1）。

表１

分析対象者の構造（2001 年時点の年齢）
表

分析対象者

(
年時
年齢)
年齢階層
合計
65歳-69歳 70歳-74歳 75歳-79歳 80歳-84歳 85歳-89歳 90歳以上
度数
1,612
905
478
195
69
19
3,278
男性
行%
49.18
27.61
14.58
5.95
2.10
0.58 100.00
性別
度数
1,555
929
630
294
131
48
3,587
女性
行%
43.35
25.90
17.56
8.20
3.65
1.34 100.00
度数
3,167
1,834
1,108
489
200
67
6,865
合計
行%
46.13
26.72
16.14
7.12
2.91
0.98 100.00

個人のプライバシー保護については、市との協定書を結び、公務員としての守秘義務を確認すると共に、

構

ンケート調査は、東京都立大学・都市科学研究科倫理委員会の承諾を得て実施した。

大学側で扱う個人情報は ID のみとした。2004 年のア－52－社会医学研究．第25号．Bulletin of Social Medicine, No.25 2007
ADL という。IADL は「日用品の買物」「食事の用意」

調査項目『身体的要因』(以下『身体的要因』は、潜在変数「預貯金の出し入れ」「年金や保険の書類を作成」そを示す)の測定は、日常生活能力(Activities of Daily

れに「新聞や書物を読める」項目から構成した。そLiving : ADL) と 手 段 的 日 常 生 活 能 力 (Instrumental

れぞれの項目は ADL の項目と同様に、できる＝1 でActivities of Daily Living : IADL)両指標を用いた。ADL

きない＝0 の選択肢でスコア化し、IADL 合計得点をは「トイレに行ける」（以下「トイレに行ける」は観算出し、最大 5 点と最小 0 点とした。以下 IADL とい測変数を示す）「お風呂に入れる」「外出時に歩行でう。分析では、ADL と IADL を用い、両項目ともに

きる」項目から構成した。それぞれの項目に、でき得点が高いほど高齢者の身体能力が高いことを意味

る＝1、できない＝0 の選択肢でスコア化し、ADL 合するとした。『身体的要因』に関する各設問項目の度

計得点を算出し、最大 3 点と最小 0 点とした。以下

数分布と経年変化は表 2 に示した。

表２『身体的要因』に関する各設問項目の度数分布と経年変化
項目

ADL得点

IADL得点

カテゴリ

2001年

2004年

3点

度数
6,259

%
91.17

度数
5,716

%
83.26

2点
1点

546
27

7.95
0.39

884
156

12.88
2.27

0点

33

0.48

109

1.59

合計
5点

6,865
5,890

100.00
85.80

6,865
5,536

100.00
80.64

4点
3点

516
141

7.52
2.05

631
210

9.19
3.06

2点

98

1.43

143

2.08

1点
0点

112
108

1.63
1.57

158
187

2.30
2.72

合計

6,865

100.006,865

100.00『精神的要因』は、主観的健康感と生活満足度それしていますか」は、はい＝3、どちらともいえない＝2、に健康を過去と比較する三項目として、「自分で健康

いいえ＝1 の選択肢でスコア化した。この三項目はいだと思いますか」「自分の生活に満足していますか」そずれも高い得点ほど精神的健康度が優れている状態

れに「昨年と比べて元気ですか」の項目を用いた。「自であることを意味するとみなした。『精神的要因』に

分で健康だと思いますか」は、健康である＝3、あまり関する各設問項目の度数分布と経年変化は表 3 に示し

健康ではない＝2、健康ではない＝1 の選択肢でスコア化た。

した。
「昨年と比べて元気ですか」と「自分の生活に満足－53－

社会医学研究．第 25 号．Bulletin of Social Medicine, No.25 2007

表３

『精神的機因』に関する各設問項目の度数分布と経年変化
表3

項目

精神的要因の各項目と人数分布
2001年

カテゴリ

2004年

度数
5,689
871

%
82.90
12.70

度数
5,516
909

%
80.30
13.25

健康ではない
合計
はい

305
6,865
4,759

4.44
100.00
69.32

440
6,865
4,220

6.41
100.0061.47

どちらともいえない
いいえ
合計

1,522
584
6,865

22.17
8.51
100.00

1,889
756
6,865

27.52
11.01
100.00はいどちらともいえない
昨年と比べて元気
いいえ

3,899
1,812
1,154

56.80
26.39
16.81

1,720
3,518
1,627

25.05
51.25
23.70

6,865

100.006,865

100.00

主観的健康感

生活満足度

健康である
あまり健康ではない

合計

3．因果関係を解析する三条件と分析方法り得る双方向に影響を及ぼしあう可能性が存在し19)～20)らの先行研究でていることから、交 差 遅 れ 効 果 モ デ ル

示された三条件を用いた。その一つは、時間的先行性、(Cross-Lagged Effects Model)とともに、同時効果モデル

つまり原因は結果より先に出現することとし、二つ目(Synchronous Effects Model)による因果関係を分析する

は、関連の強固性、つまり原因と結果の間に強い相関仮説モデルを構築して解析した 21-22)。

因果関係を論ずる条件は、宮川関係があることとし、三つ目は、非介在性、つまり原

交差遅れ効果モデル(Cross-Lagged Effects Model)

因と結果の間の相関関係はほかの変数によって引き起は、初回調査時点の二変数の値が初回調査から追跡調

こされたものではないこととした。

査の間における両変数の変化に影響を及ぼすか否か

横断調査では、変数の間に時間的な前後関係がなを検討するモデルである。まず、初回調査の『身体いために、強い相関関係があったとしても、原因か的要因』から追跡調査の『精神的要因』に影響を与えら結果への方向性を推測することは可能であってることを仮定し、有意差があった場合には『身体的要も、因果関係を結論付けることはできない。このよ因』から『精神的要因』に影響を与える因果関係が存うな横断研究の限界に対して、本研究は三年間で事在すると解釈した。初回調査の『精神的要因』から追前と事後調査を実施し、同一人の縦断した二回の調跡調査の『身体的要因』」に影響を与える場合も同様に

査データを用い、時間的先行性を確保した。『身体的解釈した。更に初回調査の『身体的要因』と『精神的要因』と『精神的要因』二つの経年変化とともに、因要因』の間が共分散関係であり、追跡調査の『身体的果関係を議論できる研究デザインを設定した。因果関要因』と『精神的要因』の間が共分散関係であると仮係分析の条件に従って、『身体的要因』と『精神的要因』

定し、『身体的要因』と『精神的要因』の交差遅れ効の潜在変数を導入し、どちらでも原因ないし結果とな

果モデルを構築した(図 1)。

－54－

社会医学研究．第25号．Bulletin of Social Medicine, No.25 2007

ADL

主観的健康感

ADL

IADL

IADL

身体的要因

身体的要因

精神的要因

精神的要因

生活満足度

昨年と比べて元気

主観的健康感

2001年
初回調査

生活満足度

昨年と比べて元気

2004年
追跡調査

図１

交差遅れ効果モデル

本研究は初回調査から追跡調査まで三年間が経過し在すると解釈した。『身体的要因』から『精神的要ているので、測定間隔が長すぎる可能性も考えられた因』に影響を与える仮説と同様に、追跡調査の時点

ために、交差遅れ効果モデルだけでは、身体と精神以において『精神的要因』から『身体的要因』に影響

外の第三変数を通じての間接的影響を排除できない限を与えると仮定し、統計上有意差があった場合には界も存在する可能性を考慮し、このような欠点とバイ『精神的要因』から『身体的要因』に影響を与える

アスを克服するために、同時効果モデル(Synchronous

関係が存在すると解釈した。更に、初回調査の『身Effects Model)も導入した。同時効果モデルとは同一時体的要因』と『精神的要因』の間が共分散関係である

点における二要因の関係を検討することになるが、縦と仮定した。以上の仮説に基づいて、『身体的要因』と断データから得られる情報によって二要因の双方『精神的要因』の同時効果モデルを構築した(図 2)。交向の効果を同時に推定できるモデルである。まず、

差遅れ効果モデルと同時効果モデルを検討することに初回調査の『身体的要因』と『精神的要因』から追より、因果関係分析に必要な三条件がクリアできるこ跡調査に対応した『身体的要因』と『精神的要因』とが既に報告されている 22)。

に影響を与える。続いて追跡調査の時点において本研究の統計分析ツールには、SPSS12.0 for Windows『身体的要因』から『精神的要因』に影響を与えると仮定し、統計上有意差があった場合には『身体的& Amos5.0 for Windows を用いた。

要因』から『精神的要因』に影響を与える関係が存－55－

社会医学研究．第 25 号．Bulletin of Social Medicine, No.25 2007

ADL

主観的健康感

ADL

IADL

IADL

身体的要因

身体的要因

精神的要因

精神的要因

生活満足度

昨年と比べて元気

主観的健康感

2001年
初回調査

生活満足度

昨年と比べて元気

2004年
追跡調査

図２

同時効果モデル数との関連として求めた性別高齢前後期別パス係数

研究結果
研究結果として、3-1．
『身体的要因』と『精神的要の標準化推定値を示す。男性前期高齢者、女性前期

因』の経年変化、3-2．
『身体的要因』と『精神的要因』

高齢者、男性後期高齢者、女性後期高齢者の交差遅の因果関係と、3-3．交差遅れ効果モデルと同時効果

れ効果モデルと同時効果モデル、計 8 個の全てのモモデルの適合度について述べる。

デルが、初回調査の『身体的要因』と『精神的要因』
2 つの潜在変数から追跡調査に対応した『身体的要3-1．
『身体的要因』と『精神的要因』の経年変化因』と『精神的要因』2 つの潜在変数に統計上有意な強い関連が見られ、三年後の予測妥当性が高いこと『身体的要因』と『精神的要因』の両指標の安定が示された(表 4)。

性と三年後の予測妥当性について分析した。上記の 2モデルを用いて、潜在変数間及び観測変数と潜在変

表４

身体的要因と精神的要因の経年変化
表身体的要因と精神的要因
交差遅れ効果モデル
2001年
2004年
係数

男性

女性

前期高齢者
N=2,517
後期高齢者
N=761
前期高齢者
N=2,484
後期高齢者
N=1,103

身体的要因 → 身体的要因 0.596
精神的要因 → 精神的要因 0.718**

身体的要因 → 身体的要因 0.648
精神的要因 → 精神的要因 0.629
身体的要因 → 身体的要因 0.450**

精神的要因 → 精神的要因 0.712
身体的要因 → 身体的要因 0.737
精神的要因 → 精神的要因 0.633

**

**

**
**

**
**

経年変化
2001年

同時効果モデル
2004年

係数

身体的要因 → 身体的要因 0.514
精神的要因 → 精神的要因 0.653**

身体的要因 → 身体的要因 0.578
精神的要因 → 精神的要因 0.574
身体的要因 → 身体的要因 0.386**

精神的要因 → 精神的要因 0.652
身体的要因 → 身体的要因 0.656
精神的要因 → 精神的要因 0.560

**

**

**
**

**
**

** P<0.01; * P<0.05

3-2．
『身体的要因』と『精神的要因』の因果関係

れぞれに対応した追跡調査の『身体的要因』と『精神交差遅れ効果モデルと同時効果モデル両モデル共に、初回調査の『身体的要因』と『精神的要因』から、そ的要因』との間で統計上有意差がある高い標準化パス係数が得られた。よって、初回調査における『身体的－56－社会医学研究．第25号．Bulletin of Social Medicine, No.25 2007
要因』と『精神的要因』は三年後の追跡調査の同一変追跡調査の時点において同時効果モデルの場合、数を有意に予測することができ三年後の予測妥当性が『精神的要因』から『身体的要因』に対して、男性前高いことが示された。２つの潜在変数と共に観測度数

期：β=0.405(P<0.01)、男性後期：β=0.307(P<0.01)、女も三年の間に比較的安定性と予測妥当性が高いことが性前期：β=0.451(P<0.01)、女性後期：β=0.340(P<0.01)

示唆された。

である。『身体的要因』から『精神的要因』に対して、『身体的要因』と『精神的要因』の因果関係メカニ

男性前期高齢者の以外はすべて有意な関連性がみられズムと因果関係の定量的評価については、男女およびたが(男性後期：β=0.145，P<0.05、女性前期：β=0.109，

前期後期共に交差遅れ効果モデルの場合、初回調査のP<0.05、女性後期：β=0.187，P<0.01)、『精神的要因』『精神的要因』から追跡調査の『身体的要因』に対しから『身体的要因』への効果と比較すると、弱いことて、標準化パス係数が男性前期：β=0.205(P<0.01)、男が示唆された。交差遅れ効果モデルと同様な結果が得性後期：β=0.132(P<0.05)、女性前期：β=0.261(P<0.01)、

られたと考えられた(表 5)。

女性後期：β=0.152(P<0.01)であるため、有意な因果関

以上、交差遅れ効果モデルと同時効果モデルの分析係が見出された。初回調査の『身体的要因』から追跡結果から、『精神的要因』から『身体的要因』に影響を調査の『精神的要因』に対して、女性後期高齢者のみ与える因果関係を存在する可能性が示唆された。つまで有意な因果関係がみられた(β=0.093，P<0.05)。よっり、高齢者にとって、身体的能力が高いことによってて、女性後期高齢者の場合は身体的な能力を重視する

精神的に良い状態を保持ないし向上させるという効果

が、『精神的要因』から『身体的要因』に影響を与える

よりも、精神的に良い状態であることが、三年後の身効果を比較すると、男性や女性前期高齢者に比べて弱体的な能力の向上と維持に優れた影響力を示す可能性

いことが示唆された。

示唆された。

表５

身体的要因と精神的要因の因果関係
表

身体的要因と精神的要因
交差遅れ効果モデル
2001年
2004年
係数

男性

女性

因果関係
2004年

同時効果モデル
2004年

係数

前期高齢者
N=2,517

身体的要因 → 精神的要因 -0.011 ns
精神的要因 → 身体的要因 0.205 **身体的要因 → 精神的要因 0.081 ns
精神的要因 → 身体的要因 0.405 **

後期高齢者
N=761

身体的要因 → 精神的要因 0.052 ns
精神的要因 → 身体的要因 0.132 *身体的要因 → 精神的要因 0.011 ns

身体的要因 → 精神的要因 0.145
精神的要因 → 身体的要因 0.307
身体的要因 → 精神的要因 0.109***

精神的要因 → 身体的要因 0.451
身体的要因 → 精神的要因 0.187
精神的要因 → 身体的要因 0.340

**

前期高齢者
N=2,484
後期高齢者
N=1,103

精神的要因 → 身体的要因 0.261
身体的要因 → 精神的要因 0.093
精神的要因 → 身体的要因 0.152

*
**

**
*

**
**

** P<0.01; * P<0.05

3-3．交差遅れ効果モデルと同時効果モデルの適合度

考

両モデルの妥当性について、モデルの適合度指標によ察
考察として、4-1.研究課題と、4-2.身体的健康と精神り検討した。交差遅れ効果モデルは、GFI＝0.985、AGFI

的健康との因果関係について述べる。

＝0.965、RMSEA＝0.024 であった。同時効果モデルは、GFI＝0.984、AGFI＝0.965、RMSEA＝0.024 であった。

4-1.研究課題

両モデル共に GFI と AGFI の値が 0.90 以上であり、し

1)外的妥当性

かも GFI と AGFI の差が小さかった。RESEA の値は0.05 であり、妥当性の高いモデル

本調査の分析結果によって、都心部から電車で三十23)～25)であることが示分ほどの都市ﾆ ｭ ｳ ﾀ ｳ ﾝ に居住する高齢者のアンケート

され、交差遅れ効果モデルと同時効果モデルは、共に調査では、男女および前期後期高齢者は主観的健康

適合度が高いモデルであることが示唆された。

感と生活満足度でみた精神的な健康がその後の生活能力でみた身体的な健康を規定する可能性が示唆された。本調査では、規模の大きい調査であり低－57－

社会医学研究．第 25 号．Bulletin of Social Medicine, No.25 2007
くない回答率（80.2%）が得られていることから、偶の身体的要因から追跡調査の精神的要因には女性

然誤差が少なく研究成果の内的妥当性は比較的高いも

後期高齢者のみ有意な影響を及ぼしたが、それ以外

26)。ただし、調査対象地域を無作為には有意な効果がみられなかった。同時効果モデルの抽出したものではないことから、調査結果の外的妥当場合は追跡調査の時点において、身体的要因から精性を高めることが大きな研究課題の一つである。

神的要因に有意な関連性が見出されたが、精神 的 要のと推定された因から身体的要因に有意な関連性と比較して、また、本研究結果の再現性を都市と農村の比較、国弱いことが示された。

別比較において比較研究を行うことも今後の重要な研このように、交差遅れ効果モデルと同時効果モデル

究課題である。

から解析した結果をまとめると、精神的要因から身体
2)精神的要因と身体的要因

的要因に影響を与えることが統計上有意であることが示唆された。

本研究で用いた潜在変数である『精神的要因』と『身体的要因』は、それぞれに探索的因子分析により抽出

一方、身体的要因から精神的要因に影響するモデルしたものである。これら二つの潜在変数に用いた各観として、交差遅れ効果モデルが有意的な効果が見出さ

測変数は、WHO の示した健康概念の二要因つまり、れないのに対して、同時効果モデルが統計上有意な関

精神的要因と身体的要因を代表しているわけではない連が見出されたことから、身体的要因から精神的要因

ことは確かである。今後の研究課題として、健康概念には因果関係が存在しにくいことが推定された。身体の各要因を代表する観測変数を幅広く採用し明確にす的要因から精神的要因への縦断的な因果関係はみられることも研究課題である。

ない可能性とともに、精神的要因から身体的要因へは一方的な因果関係が存在する可能性が示された

3)健康概念の三要素

ことから、身体機能を維持させるパワーリハビリテ

本研究で用いた潜在変数は、『精神的要因』と『身体イションによる身体機能強化の教育的介入を実施的要因』であり、『社会的要因』は、分析できなかった。

する場合は、本人の意向とか満足度なり主観的健康

今後は精神的要因と社会関係要因の因果関係、身体的感を重視し、何のために身体能力を高めるのかを個

要因と社会関係要因の因果関係、及び精神的要因、別に明確にし、その個別特性に応じた健康支援が必

身体的要因、社会関係を三者間の因果関係を解明す要であることが推定された。
本研究で用いた身体的健康と精神的健康の定義は、ることが今後の重要な研究課題である。
新しい作業仮説として、精神的要因が最初のスタ

１１個の観測変数に基づく各潜在変数を設定したートとなり、その後の社会的健康につながり、結果という枠の中での推論であるものの、高齢者にとっ的に身体的健康か規定されるかもしれないというて、身体的な能力の高いことは三年後の主観的健康感

作業仮説を明確にする研究が求められよう。

や満足度には影響しない可能性が示された。それに対して、心理的あるいは精神的により良い状態が、その4-2.身体的健康と精神的健康との因果関係

後の身体的能力を維持させる効果がある可能性が示唆

本研究では共分散構造分析の交差遅れ効果モデルとされた。高齢者が現在の健康感や満足度を維持させ、同時効果モデルを利用して、在宅高齢者における精神

未来の生活に自信をもち、より良い精神状態で生活的要因と身体的要因の経年的に見た安定性と因果関係を重視することが、その後の生活能力維持には大切を解析した。本研究で採用した１１個の観測変数にであり、結果的に生活自立度を維持させることがで基づく各潜在変数という枠の中では、精神的と身体きるという因果関係性が存在する可能性が示唆さ的指標は、三年間を経ても安定性と予測妥当性がとれた。

もに高い可能性が示唆された。精神的要因と身体的要因の因果関係では、交差遅れ効果モデル分析結果

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