厚生労働行政推進調査事業費補助金(循環器疾患・糖尿病等生活習慣病対策総合研究事業)
分担研究報告書

健康寿命の延伸可能性に関する研究
研究分担者 村上義孝 東邦大学医学部社会医学講座医療統計学分野・教授
研究要旨
世帯員数およびその変化が健康寿命に及ぼす影響について、全国コホート研究データである
NIPPON DATA90 を用いて、多相生命表を用い検討した。その結果、65 歳平均余命は男性独居で低い
一方で女性独居では差が小さいこと、健康寿命では両性とも独居では高齢者夫婦に比べ健康寿命が低いこと、世帯員・構造が変化に着目すると、高齢夫婦を維持した群に比べて、変化した群では男性は健康寿命が高い傾向、女性は若干低い傾向を示した。
研究協力者

集されている。今回は世帯内の人数（以下、世月野木ルミ 東京医科歯科大学大学院公衆衛帯員数）に着目し独居(１名)、高齢者夫婦(２生看護学分野
三浦克之 滋賀医科大学ＮＣＤ疫学研究センター

岡村智教 慶應義塾大学医学部衛生学公衆衛生学教室名)、二世帯など(３人以上)の３カテゴリをまとめて検討した。なお上記の「その他」の対象者は「二世帯など」のカテゴリに分類した。
使用したアウトカムは 1995 年および 2000 年に調査した ADL（食事、排泄、着替え、入浴、屋内移動、屋外歩行）であり、ADL６項目のうちＡ．研究目的１つでも非自立とした対象を非自立、全て自立

本グループの２年目の計画は、実際のコホーと回答したものを自立とした。健康寿命計算にト研究データを用い、地域・社会経済的要因別は、図１のように多相生命表によるマルコフモの健康寿命と延伸可能性を検討することであデルを設定し実施した。世帯構造の変化に関しる。本年度は全国コホート研究 NIPPON DATA90ては、1995 年と 2000 年の状態を図２のようにを用い、同データベースにある世帯構造を示す分類し、変化のパターンをもとに４つのカテゴ項目に着目し、世帯員・世帯構造の変化が健康リに再分類して解析した（変化なし、独居・高寿命に及ぼす影響について検討したので報告

齢者夫婦から世帯員数増加、独居に移行、高齢する。

者夫婦に移行）。

Ｂ．研究方法ND90 の 20 年追跡データを用い、多相生命表による健康寿命を算出するプログラム（SPACE）を用いて、健康寿命の算出を実施した。算定した健康寿命の起点を 65 歳とし、世帯構造とその変化の検討には 1995 年と 2000 年の調査項目を用いた。ND90 では世帯形態は独居、高齢者夫婦、二世代、三世代、その他の５カテゴリで収

図１ 多層⽣命表による健康寿命計算に使⽤する
マルコフモデル- 156 -

健康寿命の計算は 65 歳平均余命と健康寿命構造の変化をみると、男性では 1995 年と 2000を対象とし、世帯員数（独居、高齢者夫婦、二年で変化がないカテゴリは独居 36 人、高齢者世帯など）および世帯員数の変化（独居を維持、夫婦 429 人、二世代以上 592 人であった。変化

高齢者夫婦を維持、二世帯などを維持、同居かがあったカテゴリでは、同居から独居 14 人、ら独居、二世帯などから高齢者夫婦に移行、独二世代から世帯員減少 47 人、独居・高齢者夫

居・高齢者夫婦から増加）の６パターンに分け婦から世帯員増加 21 人であった。女性では検討した。健康寿命の計算には、統計解析パッ1995 年と 2000 年で変化がないカテゴリは独居

ケージ SAS を用いた多相生命表の実行プログラ

205 人、高齢者夫婦 332 人、二世代以上 912 人

ム SPACE (Stochastic Population Analysisであった。変化があったカテゴリでは、同居か

for Complex Events)を用い、全ての解析にはら独居 46 人、二世代から世帯員減少 23 人、独SAS9.40 を使用した。

居・高齢者夫婦から世帯員増加 39 人であった。
図３に世帯員数と 65 歳平均余命、健康寿命（倫理面への配慮）との関連を示した。65 歳平均余命（標準誤差）

本研究では、匿名化されたデータを用いるたをみると男性では独居 19.30（0.06）歳、高齢め、個人情報保護に関する問題は生じない。
「人者夫婦 20.19（0.01）歳、二世代などで 20.04を対象とする生命科学・医学系研究に関する倫（0.00）歳、女性では男性では独居 25.46（0.00）

理指針」に基づいて実施し、資料の利用や管理歳、 高齢者夫婦 25.55（0.00）歳、二世代などなどその倫理指針の原則を遵守した。

で 25.33（0.00）歳であった。65 歳の健康寿命
をみると男性では独居 18.27（0.08）歳、 高齢Ｃ．研究結果

者夫婦 19.42（0.01）歳、二世代などで 18.62

図２に本データにおける世帯形態と世帯員（0.06）歳、女性では男性では独居 23.04（0.04）の変化の分布を男女別に示した。使用したデー歳、 高齢者夫婦 23.98（0.01）歳、二世代など

タは男性 1155 人、女性 1580 人であった。世帯で 22.78（0.04）歳であった。

男性

2000年調査
独居⾼齢者夫婦

⼆世代

三世代

その他

合計

1995年 独居36100037調査

⾼齢者夫婦

11429

12

7

1460

⼆世代

222224293280三世代

12138255

3318

その他

04443244

合計50477278295

391155

⼥性

2000年調査
独居

⾼齢者夫婦

⼆世代

三世代

その他

合計

1995年 独居205

2941221

調査

⾼齢者夫婦

32332

13

46387

⼆世代

79304

458373

三世代

61472

401

14507

その他

108105069

合計25135740646479

1580

図2 本研究における世帯員数・世帯構造の変化の分布- 157 -図４に世帯員数・構造の変化と 65 歳平均余余命が推定できなかった。健康寿命をみると、命・健康寿命との関連を示した。65 歳平均余命

世帯員数が維持された中では男性は独居 18.09をみると、世帯員数が維持された中では男性は（0.09）歳、高齢者夫婦 19.38（0.01）歳、二独居 19.13（0.07）歳、 高齢者夫婦 20.10（0.01）世代などで 18.43（0.06）歳、女性では独居 23.27歳、二世代などで 19.80（0.01）歳、女性では（0.04）歳、高齢者夫婦 23.87（0.03）歳、二独居 25.32（0.00）歳、 高齢者夫婦 24.94（0.00）世代などで 22.69（0.04）歳であった。世帯員

歳、二世代などで 25.30（0.00）歳であった。

・構造が変化した中では男性は同居から独居世帯員・構造が変化した中では男性は同居から19.74（0.06）歳、二世帯などから高齢者夫婦に独居 20.03（0.03）歳、二世帯などから高齢者移行 20.79（0.05）歳、独居・高齢者夫婦から夫婦に移行 23.24（0.04）歳、独居・高齢者夫増加 20.81（0.03）歳、女性では同居から独居婦から増加 22.81（0.03）歳、女性では同居か23.30(0.02）歳、独居・高齢者夫婦から増加

ら独居 25.99（0.02）歳、独居・高齢者夫婦か22.82（0.07）歳であった。なお二世帯などからら増加 28.40（0.08）歳であった。なお二世帯

高齢者夫婦に移行は数が少なく健康寿命が推などから高齢者夫婦に移行は数が少なく平均定できなかった。

65歳平均余命
18

男性

2124

健康寿命
1827（歳）

男性

独居
⾼齢者夫婦
⼆世帯など

⼥性

⾼齢者夫婦

独居
⾼齢者夫婦

⼆世帯など

⼆世帯など

独居
⾼齢者夫婦
⼆世帯など

⼥性

独居

2124

27（歳）

図３ 世帯員数と65歳平均余命、健康寿命

65歳平均余命
18

男性

独居
⾼齢者夫婦

21

24

健康寿命
2730（歳）

18

男性

⼆世帯など

⼥性

2730（歳）

独居
⼆世帯など
同居→独居

⼆世帯など→夫婦⼆世帯など→夫婦

独居・夫婦→⼆世帯独居・夫婦→⼆世帯⼥性

独居

⾼齢者夫婦

⾼齢者夫婦⼆世帯など

⼆世帯など

同居→独居同居→独居⼆世帯など→夫婦⼆世帯など→夫婦独居・夫婦→⼆世帯

独居・夫婦→⼆世帯

図４

24

⾼齢者夫婦同居→独居

独居

21

世帯員数・世帯構造の変化と65歳平均余命、健康寿命- 158 -

Ｄ．考察となったケースがあり、その両方で平均余命が本年度は全国コホート研究 NIPPON DATA90増加しているためと思われる。いずれも死別・を用い、同データベースにある世帯構造の項目

離別などで伴侶との同居が解消された可能性に着目し、世帯構造・世帯構造の変化が健康寿があるが、データがないため検証不能である。

命に及ぼす影響について検討した。その結果、健康寿命の比較では 65 歳平均余命でみられた世帯員数間の比較では、高齢者夫婦を参照群と図３との乖離はなく、世帯構造を維持した群でして比較すると、65 歳平均余命は男性の独居は同様の傾向を示した。世帯員・構造が変化し(0.89)で低い傾向にあるが、女性では独居は差た群では、高齢夫婦のみを維持した群を参照群が小さかった(0.09)。一方、二世帯などでは男とすると、男性では高い傾向、女性では若干低性(0.15)、女性(0.22)ともに低い傾向がみられい傾向を示していた。男女で世帯員・構造の変た。独居生活は男性では女性に比べ負担度が大化の影響が異なる理由として、本人の健康状態

きく、そのことが平均余命に影響を与えたともによる世帯構造の変化などが考えられるが、そ考えられる。一方、二世代などでの 65 歳平均の検討は今後の課題である。

余命の減少傾向から、対象者の虚弱・介護状態

今回、全国コホート研究 NIPPON DATA90 を用が二世代同居の理由であることがうかがわれいて、世帯員および世帯員と世帯構造の変化がた。健康寿命に関しては、両性とも独居では高健康寿命に及ぼす影響について検討した。地域齢者夫婦より健康寿命が低い傾向(男性：0.15、性の排除した検討は、全国を対象とし、かつ ADL

女性：0.22)にあった。女性の 65 歳平均余命での繰返し測定データを有する NIPPON DATA90 で見られなかったこの差が健康寿命で見られたしか成しえないと思われる。更なる考察が必要

要因として、平均余命に占める自立割合が独居ではあるものの、本報告は本邦における重要なと高齢者夫婦で違うことがあげられる。男性で資料となることが期待される。

は自立割合が 95％前後であるのに対し、女性独居では 91％と、高齢者夫婦の女性の 94％と比Ｅ.結論較しても低い傾向があった。このような女性独世帯員数およびその変化が健康寿命に及ぼ居者における非自立期間が長いことは要介護す影響について、全国コホート研究データを用期間が長いことを反映していると思われる。

いて、多相生命表により検討した。その結果、世帯員数・構造の変化と 65 歳平均余命、健65 歳平均余命は男性独居で低い一方で女性独康寿命との比較では、高齢者夫婦を維持した群居では差が小さいこと、健康寿命では両性ともを参照群とすると、65 歳平均余命は男性の独居独居では高齢者夫婦より健康寿命が低いこと、を維持(0.97)で低い一方、女性では独居の方が世帯員・構造が変化に着目すると、高齢夫婦を高かった(-0.38)。二世帯などでも男性(0.30)

維持した群に比べて、変化した群では男性は高で低い一方、女性(-0.36)は高い傾向があった。

い傾向、女性は若干低い傾向を示していた。

女性独居や二世帯での平均余命が高齢者夫婦のみの平均余命より長いなど、図 3 の結果と異なる傾向があったが、その一因として、女性のＦ.健康危険情報なし

高齢夫婦のみの平均余命じたいが時点変化の影響として、25.55 歳から 24.94 歳と大きく変Ｇ.研究発表化した点がある。これは 1995 年時に高齢夫婦

１．論文発表（書籍を含む）に分類されていた女性の中で独居に移行なし(25.99 歳)したケース、二世代同居(28.40 歳)- 159 -

２．学会発表なし
Ｈ.知的財産権の出願・登録状況
１．特許取得なし
２．実用新案登録なし
３．その他なし- 160 -