精神神経学雑誌

第 122 巻 第 4 号（2020） 261⊖281 頁



原

著

生活保護による精神科長期入院―1956 年『在院精神障害者実態調査』原票の分析―後藤基行1），安藤道人2）

Motoyuki Goto, Michihito Ando：Longer Length of Stay in Psychiatric Care Beds Paid for by
Public Assistance：Analysis of“the Statistical Survey of Mentally Disordered Inpatients in 1956”【目的】本研究では，精神病床における長期在院の歴史的・制度的背景を探るために，史料的価
値の高い実態調査の個票を用いて長期在院と入院医療費財源との関連を分析した．とりわけ生活保護法での医療扶助入院が，社会保険での入院よりも長期在院化と強い関連があるか否かを検証した．【対象】厚生省が 1956 年に行った在院精神障害者実態調査の個票を用いた．具体的には，在院票から抽出した標本からさらに初回入院の個票を抽出し，統合失調症，躁うつ病，てんかんの合計 808 名の個票を分析対象とした．また頑健性の検証のために退院患者の個票も分析対象とした．
【方法】医療費財源と在院期間の関係を検証するために重回帰分析による検証を行った．性別，年齢，疾病や看護の状態，保護者の種類や婚姻の有無，入院前発症期間，医療施設効果などの交絡要因を制御したうえで，在院期間を医療費財源のダミー変数に回帰することにより，医療費財源と在院期間の関係を検証した．
【結果】最も多くの交絡要因を制御した場合，生活保護法での医療扶助入院は，社会保険での入院と比べて，統合失調症では約 9 ヵ月，躁うつ病では約 10 ヵ月，てんかんでは約 17 ヵ月在院期間が長くなっていた．また標準誤差は大きいものの，生活保護法での医療扶助入院と在院期間の関連は，保護者が親，配偶者，兄弟である場合に強いことも示
唆された．【考察】新生活保護法の施行後まもない 1956 年という時点において，患者の家族・個人属性などの要因を制御しても，すでに医療扶助入院患者は社会保険入院患者と比較して長期在院となりやすい傾向があった．生活保護法での医療扶助入院の長期化の背景には，家庭の生活困窮度や低いケア力という家庭的要因や，医療扶助による入院無料化や家族の意向を反映しやすい
同意入院の仕組みという制度的要因があったと推察される．このような生活保護法での医療扶助
入院における入院長期化は現在に至るまで存在し，戦後の精神病床入院の一貫した特徴の 1 つであると考えられる．
＜索引用語：生活保護，医療扶助，同意入院，措置入院，精神衛生法＞

は じ め にを超え，1956 年に 5 万床，1961 年には 10 万床の日本における精神病床は，1952 年に約 2 万 5,000

大台に乗り，1967 年には 20 万床，1979 年には 30

床となって戦前の最大値（1941 年の 2 万 4,000 床）

万床を突破した．1980 年前後において，現代と人

著者所属：1）立命館大学大学院先端総合学術研究科，Graduate School of Core Ethics and Frontier Sciences, Ritsumeikan University
2）立教大学経済学部，Department of Economics, Rikkyo University
受 理 日：2020 年 1 月 23 日

精 神 経 誌（2020）122 巻 4 号

262

口あたりで大きく変わらない精神病床供給の体制

た．また，精神病床入院患者全体に占める生活保が完成した．

護受給者（すなわち医療扶助による入院患者）のこのような戦後日本の精神病床数推移の歴史的割合が，1960 年には全入院約 9 万 5,000 人に対し原因について，多くの先行研究は以下のように説

約 50％，1970 年においては全入院約 25 万人に対明してきた．それは，第一に日本の精神医療は公し約 38％，1980 年には全入院約 31 万人に対し約安（社会防衛）的発想に強く下支えされてきたと37％だったことに言及している研究もある18）．

いう「公安主義」と，第二に精神病床の大部分を

他にも，1960 年代から 1980 年代に行われた精所有してきた民間病院が利益のために患者を多数

神病床急増期における長期在院についての調査・入院させて長期入院を図ってきたという「営利主研究では，その一環として医療費財源との関係を義」である．

分析している．1973 年のデータを利用した研究で前者の「公安主義」的説明が成立してきた経緯

は，「精神病床数（人口万対）」や「精神病床の平としては，措置入院をめぐる評価が大きな影響を

均在院日数」は，「精神病医療扶助単給支給人員」

与えている．精神衛生法は，入院形態として第 29の因子と高い相関を示しており（前者は相関係数

条の「措置入院」のほか，第 33 条において「保護0.85，後者は相関係数 0.51），これらの値は，この義務者の同意による入院」（同意入院）や，一時的研究で列挙された他のすべての因子との相関係数

な「仮入院」（第 34 条）を定めていたが，先行研よりも高かった10）．その他の研究も，いずれも公究では特に第 29 条の措置入院（当時は原則として費入院（精神衛生法での措置入院と生活保護法で公費支弁）が強調されてきた．先行研究は，1960の医療扶助入院）の場合，社会保険での入院より年代に生じたこの措置入院の急増をもって，日本も長期化する傾向を指摘している17,25,30）．ただしの精神医療の「公安主義」的傾向の確立の根拠とこれらの研究は 1 件10）を除いて一地域，あるいはしていることが多い24,26,34）．後者の「営利主義」

一病院の集計結果の分析である．また，2000 年代

は，日本の精神病床の 8 割から 9 割を占め続けて以降の精神病床の長期在院の要因に関する重要なきた民間病院の多さが，国の公的関与の低さを意

研究では，医療費財源の影響については検討され味する根拠として今日に至るまで繰り返し議論さていない3,4,13,14）．

れてきた2,5,8,23,26,27,32,34,35）．

一方，先に著者らは，行政収容・公的扶助・社

しかしながら，公安主義や営利主義を批判する

会保険という 3 つの公的医療費財源別の精神病床

こうした解釈は，戦後日本の精神医療や病院経営

入院患者数の長期的推移に着目し，生活保護法でについて一定の特徴を捉えている反面，他の重要の医療扶助入院が，精神衛生法での措置入院や社な歴史的事実を捨象してきた側面がある．とりわ会保険での入院と並んで，戦後の日本における精け，精神病床入院に際する医療費財源として大き神病床入院の増加を財源的に支えていたことを明な役割を果たしてきた生活保護法での公費入院らかにした1）．また別の論文において，精神衛生（医療扶助入院）は軽視されてきたといえる．

法下の新規入院件数では同意入院（現行の医療保もちろん，着目されることは多くなかったとは

護入院の前制度）が措置入院よりも際立って多数

いえ，こうした精神病床における医療扶助入院のだったことを確認したうえで，同意入院に対し医重要性に言及している先行研究がないわけではな

療費財源として生活保護法での医療扶助が適用さい．医療扶助入院に占める精神障害の割合の多されることが多かったことを指摘し，同意入院と医から，精神障害と生活保護は不可分な関係となっ療扶助の組み合わせによる入院増の重要性を指摘ていることを指摘している先行研究 や，公安主

した6）．

12）

義を強く批判しつつも戦後の病床増における生活保護法の影響力を指摘している研究

も存在し

24）

さらに著者（後藤）は，これらの研究を総括する形で，20 世紀日本の精神病床入院の制度的変遷

後 藤・他：生活保護による精神科長期入院

263

を総合的に分析し，戦後日本における大規模精神は，家族および本人に対する救貧的な側面があ

病床の形成が，措置入院に象徴される「公安主義」

り，特に貧困世帯家族の経済的負担やケア負担は的なものだけではなく，生活保護での入院という大幅に軽減される．そのため，本人の精神疾患の形での公的扶助セクターからの社会福祉的要素を程度や介助の必要度が同程度であっても，生活保強くもった入院に牽引されていたことを論じ

護での入院のほうが社会保険での入院より在院期た ．同書の特徴は，精神科入院において「社会間が長くなりやすいという推論が導かれるからで防衛型」「治療型」「社会福祉型」の 3 つの中核的

ある．

7）

機能を位置づけ，これらをそれぞれ医療費財源である「特別法」「社会保険」「公的扶助」の 3 種と対応させて検証したことである．なお同書では医Ⅰ．方法

1．分析の目的に用いる調査

療費財源別の入院期間の分析も行っているが，主本研究では，1956 年に厚生省によって行われたに 1960 年代以降の記述統計分析が中心となって

全国疫学調査である「在院精神障害者実態調査」

いる．

の個票データを利用し，社会保険・生活保護法・

以上のように，著者らによる研究は，病床数と精神衛生法などの医療費財源と在院期間の関連をいう観点からみても，長期在院という観点からみ分析した．同調査は，1960 年に『在院精神障害者ても，生活保護法での医療扶助入院は戦後長らく

実態調査報告』16）（以下，『報告書』）にまとめられ重要な地位を占め続けてきた可能性を示唆していているが，本研究は『報告書』で用いられた個票る．しかしながら，冒頭に述べた通説の根拠とデータを再度電子データ化して分析を行った．

なっている先行研究の多くは，入院医療費財源のなお，『報告書』本文中（16 頁）に（調査の解役割については分析・考察の対象としていない．

析は）「国立精神衛生研究所において行われた」と

なお，海外の先行研究においても，医療費財源あるように，本調査には，現在の国立研究開発法に着目した精神病床入院の研究は管見の限り見あ

人国立精神・神経医療研究センター（NCNP）のたらなかった．おそらく，海外では日本のように一組織である精神保健研究所の前身である国立精精神病床への長期在院自体が社会問題化しないよ

神衛生研究所が調査解析に深くかかわっていた．

うになってきており，医療費財源という制度的観

今回，在院精神障害者実態調査の個票を利用でき

点から在院期間の検証をする必要性が少ないこと

たのは，これらの原票が NCNP に現存していたたが考えられる．

めである．著者らは，当該資料の整理とアーカイそこで本研究は，これまで先行研究が対象としブズとしての保存措置を行ったうえで，国立精ていない時期である新生活保護法施行（1950 年）

神・神経医療研究センター倫理委員会の承認を得

期における，生活保護法での精神病床入院と在院て研究を実施した（承認番号 A2016‒053）．

期間の長期化との関連性について検証する．この「在院精神障害者実態調査」は，1954 年と 1963

検証により，現在まで続く生活保護法での医療扶年にも行われた在宅患者の実態調査などとあわ助入院の長期化が，新生活保護法の制定直後からせ，戦後日本の精神医療政策立案や精神病床規模

一貫して成立していたかどうかを明らかにするこの統計的・政策的根拠となったものであり，政策とができる．

史的観点からみても重要な調査である．この「在本研究の仮説は，「在院精神障害者実態調査が院精神障害者実態調査」は，「精神障害者の在院及行われた 1956 年時点において，精神疾患の程度やび退院の実態を知ること」（『報告書』序より）を介助の必要度を考慮してもなお，社会保険での入目的に 1956 年に実施されたものであり，調査対象

院よりも生活保護での入院のほうがすでに在院期となったのは，「（1）全国の精神病院（病室）に入間は長い」というものである．生活保護での入院院しているすべての精神障害者，及び（2）全国の精 神 経 誌（2020）122 巻 4 号

264

精神病院（病室）から退院した精神障害者」（同 7

失調症の全個票（6,344 名）から 800 名の個票を無頁）である．

作為抽出した．また躁うつ病およびてんかんにつ

また，実施された調査は標本調査によって行わいては，原調査の全個票（336 名および 347 名）をれ，これは全国の精神病院（病室）を『病院月報』

対象とした．そのうえで，これらの個票から初回に基づき経営主体別と許可病床数階級別によって入院の個票のみを分析に利用した．

17 層に分け，さらにその各層から約 5 分の 1 が無一方，追加分析の際に用いる退院票において作為抽出された．これらの施設に調査日（1956 年

は，統合失調症については全個票（2,394 名）のな

7 月 15 日）現在入院しているすべての精神障害

かから 1,000 名分の個票を無作為抽出した．また者，および 1956 年 1 月 1 日から 6 月 30 日までの

躁うつ病およびてんかんについては，原調査の全間にその施設から退院した精神障害者が調査対象

個票（471 名および 134 名）を対象とした．在院となった．よって，調査票は在院患者と，退院患票と異なり，退院票には初回入院か否かを識別す

者にそれぞれ用意された．最終的に実際の調査対る情報がないため，これらの個票のうち，分析に象となったのは 60 施設，在院患者 9,066 名，退院利用可能なすべての個票を用いた．

患者 4,651 名であった．

このように統合失調症と躁うつ病・てんかんで

なお『報告書』では，「社会保険」「生活保護」

は標本抽出方法が異なるため，在院票および退院「措置入院」などの医療費財源（『報告書』には票双方において，すべての分析は疾患ごとに行っ「入院時の費用支払区分」として記載があるが，以た．

下「医療費財源」として統一）別の在院期間は十なお，本研究の標本抽出における留意点として分に検証されていない．そのため本研究では，原は，サンプル・セレクションの問題がある．すな

調査の個票データを用いて回帰分析を行うこと

わち，被説明変数である在院期間とは，在院票ので，個人属性や家族属性などのさまざまな交絡要

場合は調査時点における在院期間であり，退院票

因を制御しながらより詳細に医療費財源と在院期の場合は退院時点における在院期間である．これ間の関係を検証した．

らは，入院患者全体の結果的な在院期間とは異なる．つまり，在院票は「死亡せずに入院している

2．標本抽出の方法

患者」のみの標本であり，調査時点での在院患者「在院精神障害者実態調査」には，調査時点の在院期間の分布を表している一方で，長期在院（1956 年 7 月 15 日）における在院患者を調査対象の結果，病院内で死亡した患者の在院期間は反映とした在院票と，退院患者（1956 年 1 月 1 日からされていない．これに対し退院票は「退院できた

6 月 30 日までの期間）を調査対象とした退院票が患者」のみの標本であり，長期在院で退院できな存在する．本研究では，サンプル・セレクション

い患者や病院で死亡した患者の在院期間は反映さの懸念の少ない在院票を主要な分析対象としたうれていない．本研究は長期入院の検証を目的としえで（退院票の場合は退院できた患者のみの標本ているため，社会保険による短期入院患者が多くとなるのに対し，在院票にはそのような偏りはな存在する退院票ではなく，一時点の入院患者の在い），追加分析として退院票の分析も行った．なお

院期間分布を反映していると考えられる在院票を在院票には，入院回数や「家族等の連絡状況」の主要な分析対象とした．ただし，追加分析として記載があるなど，退院票より多くの調査項目があ退院票の分析も行った．

るという利点もある．
まず主要分析対象である在院票については，統3．解析方法合失調症（当時は「分裂病」）の患者は，数が多く第一に，在院患者および退院患者の標本を用い全個票を入力することが困難であったため，統合て，入院時の医療費財源別の両者の平均在院期間

後 藤・他：生活保護による精神科長期入院

265の単純集計を行い，医療費財源別の平均在院期間

5．制御（コントロール）変数を検証した．第二に，在院患者の標本を用いて，また回帰分析で用いた制御変数（医療費財源以在院期間を被説明変数とし，入院開始時点での入外の説明変数）は，大きく「入院時の個人属性」

院費用の医療費財源のダミー変数とその他の共変と「家族属性」と医療施設のダミー変数の 3 種類

量を説明変数にした回帰分析を行った．医療費財に分けられる．第一に，「入院時の個人属性」につ源のダミー変数については，「社会保険」を参照変

いては，性別，年齢，患者の状態像，看護の必要数とし，「生活保護」や「措置入院」など，社会保度，入院前発症期間などを用いた．性別について

険以外の医療費財源についてダミー変数を作成した．

は男性であれば 1，女性であれば 0 のダミー変数

ただし，入院時の医療費財源と在院期間の関係を用いた．年齢については，年齢とその二乗項をを検証する際，入院時と入院後で医療費財源が変用いた．患者の状態像については，「興奮，混迷・更となるケースが多い場合，その解釈が難しくな抑鬱（原文ママ），痴呆（原文ママ），分裂病性欠る．そこで次節において，入院時と入院後で医療陥（原文ママ），幻覚・妄想，意識障害，発作性症

費財源が変更された患者がどの程度いるのかの検状，周期性症状，身体症状」の 9 つの状態像カテ証も行った．

ゴリーごとに，それをさらに細分類した計 33 項目

なお，回帰係数の有意性検定の基準としては，の状態像について該当するか否かの情報がある．

不均一分散に対して頑健な標準誤差を用いて P 値

そこで制御変数として，全体的な状態の重篤度のを算出し，1％，5％，10％有意水準の 3 つの基準

代理変数として，該当状態像数の合計値（「患者のを採用した．また分析結果表には係数推定値とそ状態像」の該当数）を用いた．さらに，9 つの状の標準誤差を明記した．

態像カテゴリーそれぞれについて，該当状態像が1 つでもある場合は 1，ない場合は 0 とする 9 つの4．在院期間と医療費財源の変数

ダミー変数も制御変数に加えた．また，「看護上特本研究の回帰分析における被説明変数は，すべに注意を要する状態」として，暴行，反抗，易怒，ての回帰式において患者の「在院期間」の月数と喧騒などの 18 項目についての情報があるため，そした．また主たる説明変数は「入院時の主たる医の該当状態数の合計値も制御変数に用いた．最後

療費財源」であり，自費，生活保護，措置入院，に，「全体として要注意看護の必要度」および「日その他・不明の 4 種の財源による入院について，

常生活の介助，指導を主とする看護を要する状

該当する場合に 1，そうでない場合に 0 とするダ態」をそれぞれ 4 つのレベルから選ぶ形式になっミー変数を作成した．なお，社会保険での入院をていたため，それらの各レベルのダミー変数を作

参照変数としたため，社会保険入院ダミーは説明成し，それぞれ 3 つずつ制御変数に加えた．

変数からは除いた．

第二に，「家族属性」については，保護者の種類

なお，入院時の医療費財源について，『報告書』と既婚か否かについての変数を用いた．保護者にでは生活保護および措置入院において「全額扶ついては，保護者なし，親，配偶者，子ども，兄助」・「一部扶助」と「全額公費負担」
・「一部公費

弟・姉妹（以下，兄弟），その他の 6 つのカテゴ負担」の区別がある．しかし特に措置入院においリーについて，それぞれ該当する場合は 1，該当て患者数が少ない傾向があるため，分析においてしない場合は 0 とするダミー変数を作成し，うちは両者を区別しなかった．この点については，生

5 つのダミー変数を制御変数とした．また，既婚

活保護および措置入院の両方において，一部負担であれば 1 とするダミー変数も加えた．

においても応能負担であり，実質上大部分が公費

第三に，調査票には入院施設情報が記載されて負担であったと推測されるため，両者を区別しないるため，医療施設の違いによる在院期間の違い

いことに大きな問題はないと考えられた．

（医療施設効果）を制御するために，入所施設ごと

精 神 経 誌（2020）122 巻 4 号

266
表1
医療費財源

標本抽出後の在院票における疾患名別の患者数

在院票（初回入院患者のみ）

退院票

統合失調症

躁うつ病

てんかん

合計

統合失調症

躁うつ病

てんかん

合計

自費
社会保険
生活保護（全額）
生活保護（一部）
措置入院（全額）
措置入院（一部）
その他
不明

43
133
115
69
31
17
5
4

43
73
30
22
5
2
2
1

14
60
68
33
19
11
6
2

100
266
213
124
55
30
13
7

232
551
95
88
11
12
11
0

125
268
29
24
10
1
2
2

28
66
17
10
4
1
1
0

385
885
141
122
25
14
14
2

合計

417

178

213

808

1,000

461

127

1,588

のダミー変数（計 60 医療施設）も制御変数としてが親や兄弟などの親族だった場合に生活保護での用いた．

入院の在院期間が長くなっているか否かの分析をなお，医療費財源や患者の状態像などの多くの行った．

調査項目は，入院時および調査時（退院票では退院時）の 2 時点の情報が記されている．本研究のⅡ．結果

目的は医療費財源と在院期間の関係の検証である

1．標本抽出後の患者数および記述統計ため，説明変数としては入院時の医療費財源を，

表 1 に，標本抽出した医療費財源別（入院時）・交絡要因の制御変数としても入院時の患者属性を

疾患別の患者数を示している．標本抽出後の在院用いた．

票（初回入院患者のみ）の総数は，統合失調症 417
名，躁うつ病 178 名，てんかん 213 名の合計 808

6．頑健性の検証と保護者別の分析名である．一方，同退院票の総数は，統合失調症

分析結果の頑健性の検証や保護者の属性別の分

1,000 名，躁うつ病 461 名，てんかん 127 名の合計

析として，以下の 2 つの追加分析を行った．第一1,588 名である．

に，退院票の標本を用いて同様の回帰分析を行っ

また，分析に用いた初回入院の在院票患者や追た．退院票の標本は，在院票と比較して，①初回

加分析に用いた退院票患者の諸変数の記述統計表

入院かどうかがわからない，②保護者の有無や結の記載は割愛するが，以下では初回入院の在院票

婚の有無などの「家族属性」の変数を入手できな患者の記述統計について概観する．

い，③一定の期間で退院できた患者しか含まれな第一に，被説明変数である在院期間の平均値はい，という欠点があるため，在院票の標本の分析

統合失調症が 24.3 ヵ月，躁うつ病が 7.13 ヵ月，て結果と同水準の信頼性を有さない．しかし，そのんかんが 27.6 ヵ月であった．つまり，いずれの精ような統計であっても在院票の分析結果と同様の神疾患でも平均在院期間は半年以上，統合失調症

含意が得られるかを検証することによって，前節とてんかんは 2 年以上であった．なお統合失調症の分析結果の頑健性を確認した．

とてんかんの 1 名ずつについては，最大値である

第二に，在院票の標本を用いて，生活保護での入院と在院期間の関係が，保護者の属性によって120 ヵ月（10 年）以上の在院期間の記録がないた
め，120 ヵ月としている．

どの程度異なるかを検証した．具体的には，保護第二に，主たる説明変数である「入院時の医療者がいない場合や非親族の場合と比べて，保護者費財源」については，統合失調症においては自費

後 藤・他：生活保護による精神科長期入院
表2

在院票

267
入院時と調査時・退院時の医療費財源

医療費財源別の患者数：調査時
生活保護
（一部）

医療費財源別の患者数：入院時
自費
75
4
社会保険
3
248
生活保護（全額）
02
生活保護（一部）
1
6
措置入院（全額）
10
措置入院（一部）
0
0
その他
0
1
不明
0
0

3
5
189
6
3
0
2
1

13
8
21
111
2
1
1
3

2
0
0
0
49
3
0
1

1
2
1
0
0
26
0
0

合計

209

160

55

30

自費

80

社会保険

261

合計

入院時と
同一財源の
患者割合（％）

2
0
0
0
0
0
9
2

100
266
213
124
55
30
13
7

75.0
93.2
88.7
89.5
89.1
86.7
69.2
―

13

808

87.5

合計

入院時と
同一財源の
患者割合（％）

措置
措置
入院
入院 その他（全額）（一部）

生活保護
（全額）

退院票
医療費財源別の患者数：退院時
措置
措置
入院
入院 その他（全額）（一部）

生活保護
（全額）

生活保護
（一部）

医療費財源別の患者数：入院時
自費
340
21
社会保険
8
861
生活保護（全額）
10
生活保護（一部）
2
3
措置入院（全額）
00
措置入院（一部）
0
1
その他
1
2
不明
0
0

2
4
129
5
1
0
0
0

14
8
10
112
1
0
0
0

3
3
0
0
23
2
0
0

5
1
1
0
0
11
0
0

0
0
0
0
0
0
11
2

385
885
141
122
25
14
14
2

88.3
97.3
91.5
91.8
92.0
78.6
78.6
―

合計

141

145

31

18

13

1,588

93.6

自費

352

社会保険

888

が 約 10％， 社 会 保 険 が 約 32％， 生 活 保 護 が 約「患者の状態像」としては，例えば約 72％の患者

44％，措置入院が約 12％であった．一方，躁うつにおいて「分裂病性欠陥状況（原文ママ）」がみら病では自費が約 24％，社会保険が約 41％，生活保れるとされ，77％の患者において「幻覚妄想状態」

護が約 29％，措置入院が約 4％であり，てんかんがあるとされていた．また統合失調症の「家族属では自費が約 7％，社会保険が約 28％，生活保護性」としては，保護者なしが約 7％，保護者ありが約 47％，措置入院が約 14％であった．いずれに（親）が約 49％，保護者あり（配偶者）が約 14％，

せよ，どの疾患においても，社会保険と生活保護保護者あり（子ども）が約 3％，保護者あり（兄を合わせると全体の 7 割以上を占めた．

弟）が約 23％，保護者あり（その他）が約 5％で第三に，統合失調症の「入院時の個人属性」をあり，既婚者の割合は約 20％であった．

みると，男性比は約 58％，平均年齢は約 32.5 歳，

次いで表 2 には，入院時と調査時・退院時の医

入院前発症期間の推計値は約 42.6 ヵ月であり，療費財源の関係を示している．これによると，在精 神 経 誌（2020）122 巻 4 号

268

総合失調症
（退院患者）

総合失調症（在院患者）
全額自費
社会保険
生活保護
措置入院
その他・不明

全額自費
社会保険
生活保護
措置入院
その他・不明
0

10

20

30

40

50
（月）

0

5

20
（月）

全額自費
社会保険
生活保護
措置入院
その他・不明

全額自費
社会保険
生活保護
措置入院
その他・不明
10

20

30

40

50
（月）

0

5

10

15

20
（月）

てんかん
（退院患者）

てんかん（在院患者）
全額自費
社会保険
生活保護
措置入院
その他・不明

全額自費
社会保険
生活保護
措置入院
その他・不明015

躁うつ病（退院患者）

躁うつ病（在院患者）

0

10

10

20

図

30

40

50
（月）

0

5

10

15

20
（月）

医療費財源（入院時）別の平均在院期間（在院患者および退院患者）

院票・退院票の両方において，入院時の医療費財3.2％である．在院患者総数の割合と比較すると，源が社会保険・生活保護・措置入院であった患者

今回分析対象とした統合失調症患者の保護者の属の約 90％は，調査時・退院時も同一財源であった．

性は，保護者が配偶者である割合が 7％ほど低く，

また今回の標本の代表性をみるために『報告書』

保護者が兄弟である割合が 6％ほど高くなってい中の結果表と比較する．
『報告書』では，医療費財たものの，全体的には類似している．

源は診断名別に採集されていないが，在院精神障

さらに『報告書』では，診断名別ではなく全体

害者総数（9,066 名）に対する内訳の記載がある．

のみだが，医療費財源別に在院期間の分布が記載

それによると，自費が 11.7％，社会保険が 33.1％，

されている．それによると，2 年以上の在院期間

生活保護が 40.2％，措置入院が 13.2％，その他・は，全額自費が 8.1％，社会保険が 16.3％，生活保不明が 1.7％である．これは，今回の在院票の統合

護が 51.9％，措置入院が 22.2％，その他・不明が失調症患者の標本（自費が約 10％，社会保険が約1.5％である．

32％，生活保護が約 44％，措置入院が約 12％）と近い分布である（なお全在院患者中，統合失調症

2．医療費財源別の在院期間の患者数は 6,344 名で全体の約 7 割）．

回帰分析の結果を検証する前に，在院票と退院同様に，『報告書』には，診断名別の保護義務者票の標本を用いた記述統計分析を行った．図は在の欄は存在しないが，やはり総数に対する内訳は院患者および退院患者における医療費財源（入院判明する．それによると，保護者なしが 7.9％，保時）別の平均在院期間を示している．統合失調症

護者あり（親）が 46.1％，保護者あり（配偶者）の在院患者の場合，社会保険での医療費支払患者が 21.2％，保護者あり（子ども）が 4.5％，保護者の平均在院期間は約 12 ヵ月であるのに対し，生活あり（兄弟）が 16.3％，保護者あり（その他）が保護は約 30 ヵ月，措置入院は約 39 ヵ月と，生活後 藤・他：生活保護による精神科長期入院

269

保護は社会保険に対し 3 倍，措置入院の場合は 4

措置ダミーの係数値は①～④で約 15～19（ヵ月）

倍近くの在院期間となっていた．統合失調症でのと大きいものの有意ではなく，医療施設ダミーを退院患者の場合，社会保険での医療費支払患者の制御した⑤では係数値も約－7.9 と大きく減少し平均在院期間は約 5 ヵ月であるのに対し，生活保ている（ただし，躁うつ病患者の標本規模は n＝

護は約 14 ヵ月，措置入院は約 18 ヵ月となってお166～178 と小さく措置入院患者数も少ない）．

り，おおよそ生活保護は社会保険に対し 3 倍弱，

最後にパネル C のてんかんの結果をみると，す

措置入院の場合も 4 倍弱の在院期間となっていべての回帰分析において，生活保護と措置入院はた．躁うつ病，てんかんの場合も，全体的には，社会保険での入院よりも大幅な長期入院となって統合失調症の医療費財源別の平均在院期間と同様いる．すべての共変量を制御した⑤においても，の傾向を示した．

生活保護は約 17.0 ヵ月，措置入院は約 18.1 ヵ月

次に在院票の回帰分析結果を表 3 に記載していと，社会保険での入院よりも在院期間が長いとのる．同表は，統合失調症，躁うつ病，てんかんの結果となっている（ただし，措置入院の場合は標在院患者の在院期間を被説明変数とした回帰分析

準誤差が約 12.7 と比較的大きい）．

結果を示している．いずれの分析においても，異なる回帰式を用いた①～⑤の 5 種類の分析結果を

3．退院票を用いた分析示しており，また主たる分析対象である「入院時次に，前節で得た結果の頑健性を確かめるための医療費財源」のダミー変数の係数の推定結果のに，退院票の標本の分析を行った．退院票の分析みを示している．

結果は表 4 に示している．形式は表 3 とほぼ同様

なお本研究としては，最も多くの交絡要因を制であり，パネル A，B，C にそれぞれ統合失調症，御した⑤を主たる結果と解釈する．また⑤にさら躁うつ病，てんかんの在院患者の標本の分析結果に入院中に受けた治療の種類（計 10 種類）のダを示している．

ミー変数も加えた回帰式の推定も行ったが，治療

パネル A の統合失調症の結果をみると，制御変の種類は医療費財源の影響を受ける媒介変数であ数の有無にかかわらず，生活保護や措置入院は，る可能性があり，結果もほとんど変わらなかった社会での保険入院よりも有意に在院期間が長いとため掲載していない．

の結果となっている．最も多くの交絡要因を制御

パネル A は，統合失調症患者を標本とした分析

した④をみると，生活保護および措置入院は，社結果である．まず制御変数を考慮しない①の分析

会保険での入院よりもそれぞれ約 7.3 ヵ月および結果によると，自費，生活保護，措置入院による約 8.3 ヵ月在院期間が長い．次にパネル B の躁う

入院患者は，社会保険での入院患者と比べると，つ病の結果をみると，措置入院においては在院期それぞれ約 9.4 ヵ月，18.6 ヵ月，27.1 ヵ月有意に間の長期化は観察されない一方で，生活保護にお在院期間が長い．このような有意差は，個人属性，

いては回帰式にかかわらず約 3.5 ヵ月ほどの在院

家族属性，入院前発症期間，病院施設効果などの期間の長期化が観察された．最後にパネル C のて共変量を段階的に制御すると減少するものの，すんかんでは，小規模標本という制約はあるもの

べて制御した⑤においても，生活保護および措置の，生活保護，措置入院のいずれも在院期間の有入院は社会保険での入院よりもそれぞれ約 8.7 ヵ

意な長期化は観察されなかった．

月および約 9.6 ヵ月在院期間が長くなっている．
次いでパネル B の躁うつ病についても，すべて

4．保護者の属性別の医療扶助在院期間の共変量を制御した⑤においても生活保護は社会

また，再び在院票の標本を用いて，これまでの保険での入院よりも有意に約 9.9 ヵ月在院期間が分析で観察された生活保護での入院と在院期間の長くなっている．一方で，措置入院に関しては，関係が，保護者の属性によってどう異なるかを検精 神 経 誌（2020）122 巻 4 号

270
表3

在院票標本の分析結果
被説明変数：在院期間（月数）パネル A：統合失調症患者サンプルの分析結果
医療費財源ダミー（参照変数は社会保険）
自費
生活保護
措置入院
その他
標本規模
調整済み決定係数
パネル B：躁うつ病患者サンプルの分析結果
医療費財源ダミー（参照変数は社会保険）
自費
生活保護
措置入院
その他
標本規模
調整済み決定係数
パネル C：てんかん患者サンプルの分析結果
医療費財源ダミー（参照変数は社会保険）
自費
生活保護
措置入院
その他
標本規模
調整済み決定係数
共変量
個人属性
家族属性
入院前発症期間（月）医療施設効果

①

②

③

④

⑤

9.42＊
（5.35）
18.55＊＊＊（2.44）
27.12＊＊＊（4.40）
4.50（10.39）
417
0.12

9.63＊
（5.08）
12.00＊＊＊（2.70）
20.46＊＊＊（4.50）
2.02（8.12）
416
0.20

8.82＊
（4.69）
10.67＊＊＊（2.77）
16.96＊＊＊（4.19）
6.60（7.14）
413
0.25

9.25＊
（4.71）
10.54＊＊＊（2.98）
17.40＊＊＊（4.37）
6.06（7.06）
388
0.25

5.61
（4.58）
8.74＊＊＊（3.17）
9.59＊（5.35）
7.62（6.41）
388
0.37

－1.01
－2.40＊＊－2.52＊－2.86＊＊－1.79（0.73） （1.15） （1.29） （1.44） （2.52）
12.79＊＊＊ 13.01＊＊＊ 9.86＊＊＊ 10.06＊＊＊ 9.87＊＊＊（2.85） （3.30） （2.74） （3.05） （3.45）
17.90
15.47
18.78
19.17
－7.92
（13.82） （13.75） （13.81） （14.02） （11.42）－1.63＊
－2.08
0.93
0.48
－1.34
（0.94） （2.64） （2.34） （2.23） （7.98）
178
178
177
166
166
0.18
0.17
0.25
0.26
0.26

2.37
3.81
0.01
－0.91
－4.26
（5.23） （5.32） （5.53） （5.54） （9.64）
24.70＊＊＊ 20.44＊＊＊ 19.05＊＊＊ 20.10＊＊＊ 16.97＊＊＊（3.09） （3.35） （3.72） （4.21） （5.22）
37.63＊＊＊ 33.81＊＊＊ 27.08＊＊＊ 33.13＊＊＊
18.06（6.41） （6.39） （6.33） （7.15） （12.72）
18.93
19.49
22.41＊
31.07
33.49（14.06） （15.50） （13.07） （23.25） （23.89）
213
213
213
175
175
0.21
0.24
0.31
0.38
0.50
No
No
No
No

Yes
No
No
No

Yes
Yes
No
No

Yes
Yes
Yes
No

Yes
Yes
Yes
Yes

注：共変量について，個人属性は，性別と年齢のほか，調査票原票に記載されていた「患者の状態像」「要注意看護の必要度」「日常生活の介助，指導を要する状態」などについての計 21 変数（うち 18 はダ
ミー変数）である．家族属性は，保護者のタイプ（親，配偶者，子ども，兄弟，その他など）のダミー変数である．入院前発症期間（月）とは，発症から入院までの期間の月数である．医療施設効果は，医療施設ダミー変数によって捉えている．括弧内は不均一分散に対して頑健な標準誤差：＊＊＊P＜
0.01，＊＊P＜0.05，＊P＜0.1

後 藤・他：生活保護による精神科長期入院271
表4

退院票標本の分析結果
被説明変数：在院期間（月数）パネル A：統合失調症患者サンプルの分析結果
医療費財源ダミー（参照変数は社会保険）
自費
生活保護
措置入院
その他
標本規模
調整済み決定係数
パネル B：躁うつ病患者サンプルの分析結果
医療費財源ダミー（参照変数は社会保険）
自費
生活保護
措置入院
その他
標本規模
調整済み決定係数
パネル C：てんかん患者サンプルの分析結果
医療費財源ダミー（参照変数は社会保険）
自費
生活保護
措置入院
その他
標本規模
調整済み決定係数
共変量
個人属性
入院前発症期間（月）医療施設効果

①

②

③

④

－0.97
（0.66）
8.47＊＊＊（1.20）
12.47＊＊＊（3.96）－0.89（2.03）
1,000
0.11－1.49＊＊（0.65）
7.22＊＊＊（1.16）
10.68＊＊＊（3.65）－1.76（2.38）
1,000
0.15－1.61＊＊（0.63）
7.56＊＊＊（1.21）
9.59＊＊＊（3.16）－2.32（2.66）
966
0.19－2.14＊＊＊（0.71）
7.26＊＊＊（1.23）
8.26＊＊（3.46）－1.08（2.79）
966
0.21－1.16＊＊＊（0.27）
3.57＊＊＊（0.75）
1.93（1.36）－1.73＊＊（0.69）
461
0.14－1.30＊＊＊（0.29）
3.37＊＊＊（0.74）
1.33（1.10）－1.20＊（0.65）
461
0.17－1.20＊＊＊（0.29）
3.59＊＊＊（0.77）
0.73（0.96）－1.02（0.83）
448
0.17－0.93＊＊（0.39）
3.71＊＊＊（0.72）－0.64（1.08）－4.61＊＊（2.29）
448
0.25－1.71＊＊（0.68）
1.41（1.00）
17.59＊（10.23）－3.41＊＊＊（0.50）
126
0.26－1.55＊＊（0.77）
0.66（1.24）
18.50（11.33）－1.35（1.97）
126
0.28

－1.77
（1.09）
0.44（1.49）
19.82（13.51）－0.03（2.52）
110
0.22

－5.39
（4.05）－2.64（3.36）
14.73（15.09）6.59（6.70）
110
－0.10

No
No
No

Yes
No
No

Yes
Yes
No

Yes
Yes
Yes

注：共変量の個人属性，入院前発症期間（月），医療施設効果については，表 3 の注を参照のこと．
なお，退院票には保護者や婚姻に関する家族情報が含まれていないため，家族属性の制御は行っていない．括弧内は不均一分散に対して頑健な標準誤差：＊＊＊P＜0.01，＊＊P＜0.05，＊P＜0.1

精 神 経 誌（2020）122 巻 4 号272
表5

在院票標本における保護者の属性別の患者数はないが，保護者が配偶者や子どもの場合には在院期間が短くなる傾向を示している．

生活保護
での入院
以外

生活保護
での入院

合計

保護者なし
保護者あり（親）保護者あり（配偶者）
保護者あり（子ども）保護者あり（兄弟）保護者あり（その他）

5
128
37
4
48
10

23
73
21
9
46
11

28
201
58
13
94
21

合計

232

183

415

最後に，主たる関心である生活保護ダミーと保護者ダミーの交差項の係数を検討する．この係数は，生活保護の患者において，保護者が親・配偶者・子ども・兄弟である場合に，「保護者なし・
保護者あり（その他）」の場合と比べて，どの程度平均在院期間が長いかを示している．その結果，制御変数を含む②および③をみると，保護者が親，配偶者，兄弟の場合には約 6.6～15.8 ヵ月ほど在院期間が長くなっているのに対し，保護者が子どもの場合にむしろ在院期間は変わらないか，短証した．そのために，これまでの回帰式に生活保くなっている．ただし，標準誤差はいずれも大き

護ダミーと保護者の属性ダミーの交差項を追加しく，統計的に有意とはいえない．

た分析を行った．ただし表 5 にあるように，保護者の属性別の患者数は必ずしも多くないため，「保護者なし」と「保護者あり（その他）
」をあわ

Ⅲ．考

察

1．生活保護での入院は長期化していたか

せて参照属性とし，それらのグループと比較し本研究では，精神病床への入院患者を対象にして，保護者が親，配偶者，子ども，兄弟の場合にた 1956 年の全国疫学調査の個票を利用して，医療それぞれ在院期間がどの程度異なるかを検証した．

費財源と在院期間の関係を分析した．その結果，

表 6 には回帰分析の結果を示している．まず，医療費財源のうち，生活保護法での医療扶助入院

医療費財源ダミーの係数値の解釈については，生は，精神衛生法での措置入院とともに，社会保険

活保護以外は表 3，4 と同様である．一方，生活保での入院や自費入院よりも在院期間の長期化の傾

護ダミーの係数については，生活保護ダミーと保向があった．以下では，特に 1950 年代から 1970

護者ダミーの交差項が別途加わっているため，年代頃の精神病床急増期における生活保護での入「保護者なし・保護者あり（その他）」の生活保護院について，より詳しく考察する．

での入院の在院期間が，社会保険での入院の在院本研究での分析結果では，統合失調症，躁うつ期間と比べてどの程度長いかを示している．その病，てんかんといった疾患名に関係なく，生活保

結果，いずれの回帰式を用いても生活保護ダミー

護での入院は在院期間の長期化と関連が強いこと

係数の推定値の標準誤差は大きく，統計的に有意が示唆された．この結果は，性別，年齢，疾病やな差は観察されなかった．

看護の状態といった個人属性情報，保護者の種類

次に，保護者ダミーの係数値については，「保護や婚姻の有無といった家族属性，入院前発症期者なし・保護者あり（その他）」の場合と比べて，間，そして医療施設効果を制御しても頑健に示さ

親・配偶者・子ども・兄弟が保護者であった場合れた．

に在院期間にどの程度の差があったかを表してい在院票に関しては，表 3 の①と②～⑤を比較する．ただし，生活保護ダミーと保護者ダミーの交ると，共変量を考慮しない場合には生活保護での差項も導入しているため，ここでは生活保護での入院や措置入院と社会保険での入院との在院期間入院以外の患者についての在院期間の差を示しての差には上方バイアスが存在し，単純なクロス集

いる．その結果，制御変数（共変量）を含む②お計では医療費財源と在院期間の関係を過大評価しよび③でみると標準誤差は大きく統計的に有意でてしまうことが明らかとなった．しかしながら，

後 藤・他：生活保護による精神科長期入院
表6273
在院票標本の保護者の属性別分析結果
被説明変数：在院期間（月数）

医療費財源ダミー（参照変数：社会保険）
自費
生活保護
措置入院
その他

①

②

③

8.62＊
（5.00）
8.12（9.48）
25.33＊＊＊（4.39）
7.15（10.87）

9.10＊（4.66）
0.84（9.71）
17.10＊＊＊（4.39）
7.19（7.22）

5.06（4.63）－2.86（9.28）
8.64（5.51）
8.70（6.50）

保護者ダミー（参照変数：「保護者なし」および「保護者（その他）」）
保護者（親）
－7.97
0.54
－2.32
（8.06）（8.50）（7.58）－11.14－7.92
保護者（配偶者）－16.68＊＊（8.14）（9.79）（8.97）
保護者（子ども）－11.06－16.60－10.79（11.40） （17.95） （14.47）
保護者（兄弟）
－0.37
0.59
0.81
（8.89）（8.99）（8.21）
生活保護ダミーと保護者ダミーの交差項
生活保護×保護者（親）生活保護×保護者（配偶者）
生活保護×保護者（子ども）生活保護×保護者（兄弟）
共変量
個人属性
家族属性
入院前発症期間（月）医療施設効果
標本規模
調整済み決定係数13.34（10.05）
16.85（10.77）9.73（14.00）
3.54（10.88）

11.60（10.10）
15.82（11.07）－0.93（18.34）
6.58（10.77）13.83（9.73）
15.14（10.96）－10.35（15.96）9.91（10.03）

No
Yes
No
No
414
0.121

Yes
Yes
Yes
No
388
0.256

Yes
Yes
Yes
Yes
388
0.370

注：共変量については表 3 の注を参照のこと．家族属性の共変量は，保護者ダ
ミー変数として①～③のすべての回帰式で用いている．括弧内は不均一
分散に対して頑健な標準誤差：＊＊＊P＜0.01，＊＊P＜0.05，＊P＜0.1

最も多くの交絡要因を制御した場合においても，保護という「医療費財源」が在院期間の長期化の生活保護での入院は，社会保険での入院と比べ唯一の要因と断定することはできない．しかし，て，統合失調症で約 9 ヵ月，躁うつ病で約 10 ヵ

少なくとも，観察可能なさまざまな交絡要因（障月，てんかんで約 17 ヵ月，平均在院期間が長く害の程度，看護の状態，保護者の属性など）を制なっていた．

御してもなお生活保護での入院や措置入院患者のもちろん表 3 や表 4 の分析のみによって，生活在院期間は社会保険での入院よりも有意に長く，

精 神 経 誌（2020）122 巻 4 号

274

特に生活保護ダミー変数の係数推定値は回帰式の床に入院していた 46,559 名分の生活保護患者のレ違いによる変動は比較的小さかった，在院票の分

セプトデータを分析した研究28）によると，生活保析（表 3）では最も小さい推定値でも約 8.7（ヵ月）

護受給者の場合，在院期間 3 ヵ月未満が 15.9％，

であり，社会保険での入院と比べて顕著な入院の3 ヵ月以上 1 年未満が 15.8％，1 年以上 5 年未満が長期化が確認された．これは，生活保護での入院

25.2％，5 年以上が 43.2％だったと報告され，1 年という要因が在院期間の長期化と強く関連してい以上の在院が全体の 7 割に近くなっていた．またたことを示唆している．

関連する研究29）では，2014 年 4 月から 2016 年 3月までに精神病床に新規入院した 60 万人超の患

2．1960 年代から最近までの生活保護での入院の在院期間の傾向者の分析で，360 日以内の退院率は 85.7％であった．両研究を参照すると，現在においても生活保本研究の主たる分析の対象とした個票の作成時

護での入院が，その他の医療費財源での入院より期は，1956 年という新生活保護法の施行直後でも，長期在院となる傾向があることがわかる．

あった．ではその後の年代において，生活保護での入院はやはり長期在院化の傾向をみせていたであろうか．

3．生活保護での入院の長期化の家族的背景
本研究では，1950 年代半ばにおける生活保護法

まず，1954 年から 1983 年分までの『患者調による医療扶助での精神病床入院は，社会保険で査』15）には「治療費支払方法・特定傷病・在院期間の入院よりも長期在院化が生じやすかったことが別にみた退院患者累積百分率」という項目が掲載

明らかになった．では，このことは何によって引されており，医療費財源別に，一定期間内に退院

き起こされていたのだろうか．考えられる有力なした患者の累積割合が示されている．同項目は，要因として，生活保護での入院となる患者世帯

入院患者のなかで一定期間内に退院した患者の累は，経済的困窮によってケア供給能力（家族や親積割合を表すもので，100（％）になると全患者が戚や付添人などによる介護や見守りなど）の不足

退院したことを示す．例えば 5 ヵ月で累積割合などに陥り，このような家族の脆弱性によって在が 85.0％であれば 5 ヵ月後でも 15％の患者が在院宅生活が困難になっていた可能性が考えられる．

していることを意味する．この統計を用いること

一方，生活保護での入院では，その質はともかく

で，医療費財源別の在院期間の傾向を検証するこ

24 時間のケア/医療サービス供給がなされ，またとができる．

次節で議論するように患者家族に対する医療費のこれによると，1 年未満に退院した患者割合（以

自己負担もなく，家族にとっての長期入院のメ

下，1 年未満退院率）は，1960 年において「健保・リットは大きかったと考えられる．つまり，実際

船保・共済・日雇健保」が 95.8％に対し「生活保のケア負担を負っている家族，とりわけ生活保護

護」は 79.2％だった．1970 年の 1 年未満退院率は受給が認定されるような経済的困窮世帯にとっ「組合健保本人」は 89.4％に対し「生活保護」はて，公費となる生活保護での入院は，長期入院を61.0％，1980 年では「組合健保本人」は 93.1％に誘発する環境であったと推察される．

対し「生活保護」は 65.5％であった3）．これらのなお，1960 年代以降には，生活保護法の運用にデータから，1960 年・1970 年・1980 年では一貫

おいて，世帯分離規定の改正が頻繁に行われ，精して，組合健保を中心とした社会保険での入院よ

神病床入院に際する医療扶助適用は困窮世帯出身

りも，生活保護での入院が 1 年超の在院期間となの患者以外にまで拡大されてきた点は留意されるるケースが多かったことがわかる．

べきである．ただし，例えば 1986 年では保護世帯

また生活保護での入院の長期在院傾向は，現代の世帯分離は総数で 30,520 件あるのに対し，要件においても観察されている．2016 年 5 月に精神病が「精神病患者等」のものは 1,220 人と 4.0％，「長後 藤・他：生活保護による精神科長期入院

275期入院」「公費負担入院」を合わせても 6.5％であうな状況において，家族の患者受け入れ体制は治り，全体に占める割合は小さい ．

療の効果と同様に退院の成否に非常に重要だった

19）

生活保護での精神障害者の入院は，ケアにかかと思われる．

る物理的・経済的・心理的負担から家族を解放す

以上からも，生活困窮世帯において，精神障害

る一面があり，長期入院を促す役割を果たしてき者の退院は家族のケア負担や経済的負担増につなた可能性がある．この点は，河野ら13）が在院期間がることがとりわけ懸念され，退院が忌避されて長期化の直接的理由として「家族の受け入れの問

長期入院が促された可能性が考えられる．表 6 で題」を最も多かったものとして挙げていることや，みたように，統計的に有意な結果ではないもの

池淵ら による研究において退院支援を阻む原因の，保護者がいない場合や保護者が親族でない場として家族要因が複数のクラスターで高くなって合と比べて，保護者が親・配偶者・兄弟であった

いた結果とも整合的である．

場合に生活保護での入院が長期化する傾向にあっ

9）

また，生活保護での入院における在院期間の長たことは，このような推論を支持するものであ期化という現象は，社会保険での入院における在る．一方で，保護者がいないケースや保護者が親院期間の短さという逆の視点から捉えることもで族でない場合は，家族・親族による退院忌避が生きる．表 3 の⑤に示されたように，統合失調症患じないため，退院が相対的にしやすかった可能性

者について最も多くの交絡要因を制御した場合，が考えられた．ただし，退院先としての家族の不社会保険と比べて，他の入院医療費財源は平均で在は，居住先の確保の困難さとも関連があるはず

5 ヵ月から 10 ヵ月程度長期化していた．つまり，で，在院期間の長期化に寄与することも考えられ社会保険での入院における在院期間は，すべてのるため，このような分析結果となった詳細な理由

医療費財源のなかで最も短い傾向があった．

は不明である．

現在と同様に統合失調症での入院に至る場合，患者本人は失職中かもともと無職であることがほ

4．生活保護での入院の長期化の制度的背景

とんどであるため，社会保険での医療費支払は，また家族的背景に加えて，生活保護での入院やその大部分は患者が保険の加入者本人ではなく，社会保険での入院にかかわる制度的特徴も，本分家族が被保険者だったと推測される．この推測の析結果を考察するうえで重要である．第一に，当妥当性は，分析対象となった在院票の社会保険で時の精神衛生法では，家族は「保護義務者」といの入院患者 133 名のうち，保護者がいなかったのう法的立場を付与され，患者本人の入退院に際し

は 2 名（1.5％）しかいなかったことからも裏づけて家族の意向がかなり重視される制度になっていられる〔なお，在院票の全分析対象患者数 808 名た．そして，生活保護法での医療扶助の適用は，中，保護者なしという回答は 57 名
（7％）
であった〕
．

この保護義務者たる家族の意向を受けた「同意入社会保険での入院患者の世帯は，それが組合健院」を経てから行われるのが一般的だったと考え

康保険か国民健康保険であるかによって実態がかられる6）．そのため，この同意入院‒医療扶助の組なり異なる可能性を考慮する必要があるものの，

み合わせは，生活保護が適用されるような経済的少なくとも生活保護受給世帯よりは，退院先としな困窮家族に対し，保護義務者として患者の入退ての家庭の社会経済的条件が比較的に整っていた院に関し強い権限を与えたことになる．こうしたと考えられる．一方で，デイケア・ナイトケアや制度的条件は，他の入院形態と比べて，同意入院‒

アウトリーチといった地域精神医療の資源がほと医療扶助において長期入院を誘発した可能性がある．

んど整備されていなかった 1950 年代において，生第二に，すでに言及したように，生活保護での活保護受給対象となるような世帯は，経済的困窮

入院では患者世帯の医療費自己負担はほとんどのによるケア供給能力の不足が考えられた．そのよ

ケースでなかったのに対し，当時の社会保険での

精 神 経 誌（2020）122 巻 4 号

276

入院は被保険者本人には医療費自己負担がなかっば，ドイツ，スウェーデン，イタリア，イスラエ

た一方で被保険者家族には 5 割の自己負担があっルといった国では精神障害者の非自発的入院に際た．したがって生活保護の対象となる生活困窮世

して家族・親族は申請者として認められておら帯にとって，患者の長期入院は，在宅でのケアとず，ほとんどの国では医師が申請し司法が可否を比較してケア負担のみならず経済的負担も大きく判断している11）．このことは，家族の意向が入退軽減され，それが長期入院への強い誘因となった院の決定に直接は反映されない制度となっていることが考えられる．逆に社会保険での入院の場ことを意味しており，日本における入退院の仕組合，入院患者の多くは被保険者家族のカテゴリー

みとは制度的前提を異にしている．

だったと考えられるため，5 割の自己負担が社会

こうした非自発的入院の法体系および医療費自

保険での入院の早期退院への誘因となった可能性

己負担の仕組みを省みても，1956 年時点の日本にも十分にある．

おいて入院にかかわる制度と長期入院との間に関第三に，特に今回分析に利用した調査が実施された 1956 年という時期は，都道府県の措置予算の係があり，それが現在まで継続していると結論づけることには，一定の根拠がある．

逼迫から，措置入院に該当する患者を入院させられない場合は生活保護での入院が部分的に認められていた（厚生省社会局長・公衆衛生局長の連名

5．一般病床・結核病床における生活保護での入院の在院期間

通知：1952 年 10 月 25 日社乙発第 146 号）．その

本節では，生活保護での入院の在院期間の長期ため，制度的には生活保護での入院の患者であり化傾向が，歴史的にみて精神病床以外の一般病床ながら，実際には措置症状を呈する患者が長期入や結核病床などでもみられたのかを検討する．先院化するケースもあったと思われる．

行研究において，例えば，中島22）は，1956 年度に第四に，1956 年は，発見されて間もないクロル

おける京都府立医科大学付属病院の全科（ただし，プロマジンが前年（1955 年）に初めて薬価基準に精神科，歯科，放射線科は除外）の退院患者の在収載されたばかりであり，薬物療法による診療報

院期間を検証しており，そのなかで医療費財源別

酬は病院経営に利益をもたらすのが困難な時期での分析も行っている．その結果，在院日数の中央あった．こうした事情は，生活保護という安定し値は，社会保険本人が 26.9 日，同家族が 15.9 日，

た財源をもつ患者を長期入院させようとする病院

生活保護患者が 75.2 日，自費患者が 14.7 日，その側のインセンティブを強めていたことが考えられる．

他が 25.8 日で，生活保護が最も長くなっている．

重要な点は，特に精神衛生法下の同意入院と類

また，奈倉ら21）の研究は，1962 年から 1967 年

似した制度的特徴が，現在においても大きく変化

にかけて京阪周辺地域の大小病院 21 ヵ所の入院していないことである．例えば，医療保護入院の患者 1,933 名（数日で治癒する急性疾患と外傷，

運用で「家族等」の文言は依然として残されてい結核患者は除外）に対し調査を行い，そのなかでるし，生活保護での入院は医療費自己負担なしで「医療保険別在院期間」も検証している．その結果あるのに対し，社会保険での入院では自己負担がは，生活保護および日雇保険による在院期間が発生する．すなわち，同意入院‒生活保護という組

3 ヵ月を越す割合が，その他の被用者保険や国保

み合わせにみられる制度的特徴は，現行制度におよりも多く，最多の 5 割となっていた．

ける医療保護入院と生活保護の組み合わせにも継承されている．

15）
その他，先にも言及した『患者調査』の「治療費支払方法・特定傷病・在院期間別にみた退院患

一方で，海外の先進国に目を向けると，今もな

者累積百分率」を参照すると，1 年未満退院率は，お家族が（本人の）非自発的入院に関する決定権

1960 年において，精神病を含む入院患者全体の 1をもつというのはそれほど一般的ではない．例え年未満退院率は 97.4％であるのに対し，生活保護

後 藤・他：生活保護による精神科長期入院

277

法は 77.5％であった．さらに，1970 年における入第二に，自費での医療費支払について，調査時

院患者全体の 1 年未満退院率は 97.9％であるのには，1961 年に達成される国民皆保険以前であり，対し，生活保護法においては 84.5％であった．

当時はまだ一定数の無保険者がいたため，少なか1960 年 の 結 核 で は，1 年 未 満 退 院 率 は 平 均 がらずこうした無保険層がやむなく自費での入院を71.9％ で あ る の に 対 し， 生 活 保 護 法 の 場 合 はしていたケースもあったと思われる．その反面，49.4％であった．1970 年の結核患者の 1 年未満退当時の自費での精神病床入院は，必ずしもこの無院率は平均が 67.4％であるのに対し，生活保護法

保険層のみによるわけではなく，精神疾患に対すの場合は 58.3％であった．

る偏見が非常に強かった時代ゆえに，富裕層が匿以上の先行研究並びに『患者調査』の検討から，

名性の高い形で家族・親族を入院させていたこと

生活保護法での医療扶助入院は，精神病床のみなも少なくなかったと考えられる．今回の分析でらず，他の一般病床・結核病床においても，社会は，こうした自費入院について統合失調症・躁う

保険入院よりも長期在院化する傾向にあるといえる．

つ病・てんかんいずれにおいても，（社会保険と比べた）在院期間の長期化や短期化は頑健な形で6．措置入院と自費入院の在院期間は観察されなかった．ただしその原因の 1 つとし次いで，精神病床入院における措置入院や自費て，自費入院患者の個票数が少なかった点には注

入院と在院期間の関係について検討する．第一

意が必要である．なお自費入院に関しては，保護に，措置入院については，当時の退院に関する規者がいない事例は存在せず，入院医療費はほぼす

定が，在院期間の長期化と関係していたと考えら

べてが家族・親族による支払だったと思われる．

れる．当時の精神衛生法第 40 条は，「第二十九条の規定〔措置入院〕により精神障害者を収容した

7．本研究結果の意義

精神病院の長は，その精神障害者の症状に照し入日本の精神医療全体に対する主流となってきた院を継続する必要がなくなったと認めるときは，

歴史的評価は，その原型として私宅監置を位置づ

都道府県知事の許可を得て退院させることができけ，「精神病者を医療ではなく，公安的隔離監禁のる」という規定があるのみで，制度的に退院を推対象とし，それを個人の責任でおこなわせるも奨する仕組みとなっていなかった．このことは，26）の」というものであり，あるいは国公立病院が1960 年代の精神衛生行政に影響力のあった厚生

ほとんど作られなかったことから「精神医療史八〇官僚大谷藤郎も指摘しており，同条についてすみ

年間に一貫して公的責任をはたさなかった国の怠やかに措置解除できるよう改正すべきと論じてい慢」33）を批判することが多い．こうした見解は「精る31）．

神医療は（中略）精神障害者に治療とケアを提供

つまり，措置入院は当時，制度的に非常に退院

20）することより「社会防衛」に軸足を置いていた」，

しづらいものとなっており，このことが在院期間「公的責任が果たされることなく医療産業としての長期化傾向と直結していたと考えられる．か5）
民間精神病院が整備されてきた」などとして現

つ，1950 年代は精神衛生法での措置入院に対する在も言及されることが少なくない．

都道府県予算が不足しており，特に病状の重い患一方で，本研究の結果に基づくと，生活保護制者しか入院措置が行われない傾向があったこと

度の医療扶助を財源とした精神病床の長期在院のも，措置入院の長期在院と関係があったと思われ傾向は 1950 年代半ばにはすでに始まっていた．まる．一方，現在の措置入院の在院期間は短いことた 1960 年代以降において生活保護での入院の長が知られているが，このこと自体が当時の措置入期在院化傾向を指摘していた先行研究17,25,30）も踏院の長期化傾向が制度的要因にも起因していたこ

まえると，戦後における生活保護制度を利用したとを意味していると考えられる．

精神科入院の長期在院傾向は，1950 年代から 1980

精 神 経 誌（2020）122 巻 4 号

278

年代に一貫して観察できる現象だったことが推察なっている．かつ，研究に際しては，「統合失調される．さらに著者らの別の研究によると，戦後症」の在院患者の場合，調査対象となった全 6,344の精神病床入院のなかで生活保護法での医療扶助

名から 800 名の無作為抽出（抽出率 12.6％）となっ入院の患者数の水準は一貫して高く推移していている．したがって，この抽出過程で標本の偏りた1）．すなわち，これまであまり着目されてこなが生じた可能性がある．しかし，調査当時の抽出かったものの，戦後日本の精神病床入院において方法および本研究における抽出方法のいずれにお生活保護法での医療扶助が果たした役割は大きいても，標本の代表性を損なう系統的な要因は見く，本研究の結果もそれを支持するものであっいだせず，一定の信頼性があると考えられる．

た．日本の精神医療史の全体像の評価は本研究の第三に，調査の時代制約による限界である．本

範囲を超えるが，今後のさらなる検証が必要である．

研究で利用した個票は 1956 年に行われた調査に基づくものであり，当該個票の分析結果は当然な

8．本研究の限界

がら現代と同じように解釈できない．しかし，本最後に，本研究の限界点について言及する．第

研究の目的は，直接的にその意義を現代に敷衍す

一に，分析結果の解釈における限界である．回帰ることではなく，20 世紀後半期に生じた急激な精分析の結果を踏まえた考察においては，生活保護

神病床入院の増加とその長期化にとって，生活保法での医療扶助入院と入院長期化との関連の背景

護法での医療扶助入院が果たした歴史的役割につとして，患者家族の経済的困窮や（家族による）いて検証することであった．したがって，1956 年

同意入院という精神医療制度のあり方があることという新生活保護法施行まもない時期の調査の個を議論した．しかし本研究では，患者家族の経済票を利用できたことは，むしろ本研究の価値を高的困窮や同意入院の影響などを直接的に分析しためている．また，精神病床入院における生活保護

わけではない．ただし回帰分析では，入院時の個法での入院という制度的仕組みは現代に至るまで

人属性や家族属性，そして医療施設（入院先の病大きな変更がなく，その骨格が維持されているこ院）などの交絡要因はできるかぎり制御している．

とを踏まえると，60 年前に遡ってもなお，医療費

また，先述したように，在院票における統合失財源と在院期間に頑健な関係が観察されたという調症の平均在院期間は 24.3 ヵ月であったが，『報

本研究の結果は現代的示唆も大きい．むろん，現告書』に掲載のある施設一覧によれば，設立年が代における医療費財源と精神病床の在院期間の関調査時点で 24.3 ヵ月未満の施設も 60 ヵ所中 17 ヵ

係の検証は，今後の大きな学術的・政策的課題で所（約 28％）あった．こうした設立間もない病院あり，本研究の分析結果やその含意もまた，それに入院した患者は必然的に在院期間が短くなり，らの新しい調査や研究によって再検討されなけれ医療費財源別の在院期間の検証に（過少）バイア

ばならない．

スを生じさせた可能性がある．
第二に，標本の代表性における限界である．本

お わ り に研究で分析対象とした疾患名は，「統合失調症（分本研究においては，NCNP に存在している厚生裂病）」「てんかん」「躁うつ病」の 3 つのみであ

省『在院精神障害者実態調査報告』の個票を用いり，「神経症」や「その他の精神病」などは除外して，1956 年における医療費財源と精神病床入院のているため，それらの精神疾患の場合における医在院期間の関係を分析した．その結果，新生活保療費財源と在院期間の関係については不明であ護法施行後まもない時期である 1956 年時点におる．また，同調査は全国（許可病床の 50％以上がいて，生活保護法での医療扶助入院のほうが，社

精神病床である病院全 301 施設）を対象としてい会保険での入院よりも有意に在院期間が長期化したとはいえ，調査時点で 5 分の 1 の病院の抽出とており，その長期化の程度は精神衛生法での措置後 藤・他：生活保護による精神科長期入院

279

入院と同程度であったことがわかった．また生活保護法での入院の場合，保護者が親・配偶者・兄弟である場合に入院の長期化が生じることが示唆され，生活保護法による長期在院の背景に，保護者である家族の入院ニーズが存在する可能性がある．
本研究は，大規模かつ長期の入院という日本の精神医療の特徴がどのように歴史的に形成されてきたのか，という問いを考察するうえで重要な分析結果を提示している．戦後の精神病床入院につ文献1）安藤道人，後藤基行：精神病床入院体系における3 類型の成立と展開―制度形成と財政的変遷の歴史分析―．
医療経済研究，26（1）；27‒42，2014
2）C o h e n , P . S .：P s y c h i a t r i c c o m m i t m e n t i nJapan：international concern and domestic reform.
UCLA Pac Basin Law J, 14（1）；28‒74, 1995
3）藤田利治：保健統計からみた精神科入院医療での長期在院にかかわる問題．保健医療科学，53（1）；14‒20，2004
4）藤田利治，竹島

正：精神障害者の入院後の退院

いては，これまでさまざまな研究や言説が積み重曲線と長期在院にかかわるリスク要因についての患者調査

ねられているものの，生活保護法の医療扶助が果に基づく検討．精神経誌，108（9）；891‒905，2006

たした役割についてはまだ研究蓄積は少なく，今後も引き続き検証が必要なテーマである．
また，本研究で言及した精神衛生法下の同意入院と生活保護法での医療扶助適用という組み合わせは，現在においても医療保護入院と医療扶助適用の組み合わせという形で残っている．したがって，生活保護法での入院およびその背景にある家族的・制度的背景に着目した本研究の知見は，精神医療政策史研究への貢献に加え，現代の精神医療政策や今後の地域精神医療の推進に際しても政策的含意がある．
なお，本論文に関連して開示すべき利益相反はない．
謝辞

本研究遂行の前提となった資料に関し，研究基盤の構築をはじめ，その後に行われた文書整理，データ入力などにも多くの協力を得た．とりわけ NCNP 精神保健研
究所精神医療政策研究部長山之内芳雄先生には本研究プロ
ジェクトにかかわる責任者としてご協力いただいた．同神経研究所長和田圭司先生には，NCNP におけるアーカイブ

5）古屋龍太：精神科病院脱施設化論―長期在院患者の歴史と現況，地域移行支援の理念と課題―．批評社，東京，2015
6）後藤基行，安藤道人：精神衛生法下における同意入院・医療扶助入院の研究―神奈川県立公文書館所蔵一次
行政文書の分析―．家計経済研究，108；60‒73，2015
7）後藤基行：日本の精神科入院の歴史構造―社会防衛・治療・社会福祉―．東京大学出版会，東京，20198）広田伊蘇夫：精神病院―その思想と実践―．岩崎
学術出版社，東京，1981
9）池淵恵美，佐藤さやか，安西信雄：統合失調症の退院支援を阻む要因について．精神経誌，110（11）；1007‒
1022，2008
10）池上直己：都道府県別精神病床よりみた地域特性．病院管理，15（1）；10‒18，1980
11）K a l l e r t , T . W . , R y m a s z e w s k a , J . , T o r r e s‒
González, F.：Differences of legal regulations concerning
involuntary psychiatric hospitalization in twelve European countries：implications for clinical practice. Int J
Forensic Ment Health, 6（2）；197‒207, 2007

ズ整備プロジェクトとそれにかかわる研究のバックアップ
をいただいた．現川崎市精神保健福祉センター竹島正先
生，現川崎市こども未来局部長大塚俊弘先生には，山之内部長や和田所長らに業務が引き継がれる以前における
NCNP のアーカイブズプロジェクトに各種の貢献をいただ
いた．データ入力や資料保存措置などの作業に関しては，
一橋大学大学院博士課程（いずれも当時）原田玄機氏，同山邊聖士氏，早稲田大学大学院社会科学研究科博士後期課

12）吉川武彦：精神衛生統計．社会精神医学と精神衛生Ⅲ（懸田克躬編，現代精神医学大系 23C）．中山書店，東京，p.41‒246, 1980
13）河野稔明，白石弘巳，立森久照ほか：精神科病院の新入院患者の退院動態と関連要因．精神経誌，114（7）；764‒781，2012
14）河野稔明，白石弘巳，立森久照ほか：精神科病院

程西脇啓太氏らの協力をいただいた．あらためて協力しての長期在院患者の退院動態と関連要因．精神経誌，117

くださった皆様すべてに厚く御礼申し上げます．また，本（9）；713‒729，2015

研究プロジェクトの遂行に際しては，文部科学省科学研究

15）厚生大臣官房統計調査部編：患者調査．各年度費助成を受けた（16K21662）．

16）厚生省：昭和 31 年在院精神障害者実態調査報告．
1960

精 神 経 誌（2020）122 巻 4 号

28017）黒田研二，稲福重夫，辻26）岡田靖雄：日本精神科医療史．医学書院，東京，

美子ほか：精神科入院

患者の在院期間と関連する諸因子．日本公衆衛生誌，31

200227）岡上和雄，荒井元傳，大島（6）；241‒249，1984
18）桑原治雄：これからの精神保健福祉の展望のため

巌編：日本の精神障害者―その生活と家族―．ミネルヴァ書房，京都，1988に―戦後の精神保健医療政策で保健所の果たしてきた役割

28）Okumura, Y., Sakata, N., Tachimori, H., et al.：とこれからの保健所の精神保健福祉活動について―．社会

Geographical variation in psychiatric admissions among

問題研究，47（1）；1‒65，1997

recipients of public assistance. J Epidemiol, 29（7）；264‒

19）牧園清子：家族政策としての生活保護―生活保護

271, 2019

制度における世帯分離の研究―．法律文化社，京都，1999

29）Okumura, Y., Sugiyama, N., Noda, T., et al.：Psy-

20）美馬達哉：精神医学のバイオポリティクス．精神

chiatric admissions and length of stay during fiscal years

医学と当事者（石原孝二，河野哲也ほか編）．東京大学出版

2014 and 2015 in Japan：a retrospective cohort study

会，東京，p.34‒61，2016

using a nationwide claims database. J Epidemiol, 29（8）；21）奈倉道隆，山下節義，西尾雅七：現在の医療供給

288‒294, 2019

態勢に関する社会医学的研究―入院患者の発病から社会復帰に至る迄の問題点―．日本衛生学雑誌，24（5‒6）；510‒30）大阪市民生局保護課：大阪府・市における精神障
害入院患者の実態と 2～3 の生態学的考察．1963
31）大谷藤郎：地域精神衛生活動指針．医学書院，東525，1970
22）中島孝夫：医育機関付属病院における入院日数に京，1966

ついて．日本衛生学雑誌，14（8）；954‒959，1959
23）Nakatani, Y.：Psychiatry and the law in Japan.
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6）；589‒604, 2000

33）仙波恒雄，矢野24）中山宏太郎：公衆衛生法的増床政策の展開―精神病院形成史―．精神医療と法（大谷25）野上憲彦，金と限界―．星和書店，東京，1977

実編）．弘文堂，東京，p.116‒128，1980

徹：精神病院―その医療の現状

34）山下剛利：精神衛生法批判．日本評論社，東京，
1985

長寿，牧本勝義ほか：精神科医療35）吉岡真二：精神病者監護法から精神衛生法まで．

に於ける長期在院の研究 1―国立肥前療養所入院患者実態

精神衛生法をめぐる諸問題（精神医療史研究会編）．病院問調査―．九州神経精神医学，21（2）；125‒134，1975

題研究会，東京，p.8‒34，1964

Longer Length of Stay in Psychiatric Care Beds Paid for by Public Assistance：
Analysis of“the Statistical Survey of Mentally Disordered Inpatients in 1956”

Motoyuki GOTO1）, Michihito ANDO2）
1）Graduate School of Core Ethics and Frontier Sciences, Ritsumeikan University2）Department of Economics, Rikkyo University

Purpose：It is well known that the average length of stay in psychiatric care beds inJapan is the longest among OECD countries. In order to examine the historical and institu-Powered by TCPDF (www.tcpdf.org)

後 藤・他：生活保護による精神科長期入院281

tional backgrounds of this long length of stay in Japanese psychiatric care beds, we analyzed
the relationship between the length of stay and the type of payment for admission in 1956
using historical survey records. Our primary goal was to investigate whether the length ofstay paid for by public assistance was longer than that paid for by social insurance after controlling for possible confounding factors.
Data：We used the patient records of“Report of the Statistical Survey of Mentally Disordered Inpatients in 1956”, which was conducted by the Ministry of Welfare. We randomly
sampled 1,000 inpatients from the original records and then selected inpatients who had been
admitted for the first time, resulting in a sample of 808 patients with schizophrenia, bipolar disorder, or epilepsy. We also analyzed the survey records of discharged patients for robustness.
Method：Multiple regression analysis was carried out to investigate how the length ofstay differed by the type of payment for psychiatric hospitalization. We regressed length of
hospital stay on the dummy variables of payment types, controlling for possible confounding
factors such as gender, age, disease status, nursing situation, type of guardian（s）, marriage,
duration before hospitalization, and hospital fixed effects.
Results：When controlling for all of the observed covariates, the length of stay paid for by
public assistance was, on average, approximately 9 months longer than the length of stay paid
for by social insurance for patients with schizophrenia, approximately 10 months longer forpatients with bipolar disorder, and approximately 17 months longer for patients with epilepsy.
In addition, although standard errors were often large, the positive correlation between lengthof stay and payment by public assistance was slightly stronger when the guardians of patientswere parents, spouses, or siblings.
Discussion：In 1956, only six years after the current Public Assistance Act was enforced,
the length of stay in psychiatric care beds paid for by public assistance was slightly longer
than that paid for by social insurance, even after controlling for the patient background andhospital fixed effects. This longer length of stay paid for by public assistance may be explainedby familial factors of welfare recipients, such as poorer economic conditions and lower caring
capacity, and institutional factors, such as free admission through public assistance and the so‒called“（family）consent admission”system, which was often used in cases of psychiatric admission with public assistance. The long length of stay in psychiatric care beds paid for by public
assistance has persisted since the period we examined and has become an essential characteristic of post‒war psychiatric hospitalization in Japan.
＜Authors’ abstract＞＜Keywords：public assitant, medical aid, family consent admission, involuntary admission,
Mental Health Act＞