第67巻第 8 号「厚生の指標」2020年 8 月

非喫煙者における家庭での受動喫煙と高血圧の関連－東北メディカル・メガバンク計画地域住民コホート調査より－
ヒラ タ

ナリ タ

メ トキ

目時 弘仁
クリヤマ

＊4＊7

シンイチ

栗山 進一
目的

アキラ

成田 暁

ヒロヒト

タクミ

コ グレ

マ ナ

平田 匠＊ 1 ＊ 6 小暮 真奈＊ 2

ナカ ヤ

ツチ ヤ

ナオ キ

ナ ホ

土屋 菜歩

＊2

中谷 直樹

＊ 5 ＊11＊12

ツジ

＊4＊8

イチロウ

＊3

タン ノ

ナカムラ

トモヒロ

中村 智洋＊ 3

コウゾウ

丹野 高三

辻 一郎

＊ 5 ＊11クレ＊ 9 ＊10

シゲ オ

呉 繁夫

＊ 5 ＊11

スガワラ

ジュンイチ

ホウザワ

アツシ

菅原 準一＊ 5 ＊11
寳澤 篤＊ 5 ＊11

近年，受動喫煙が高血圧と関連することを示す疫学研究が散見されるが，関連を示さない報告もあり，一定の結論は得られていない。また，受動喫煙に関して10年前と最近 1 年間の受動喫煙状況を反映した検討も行われていない。そこで，本研究では非喫煙者を対象とした家庭での10年前および最近 1 年間における受動喫煙の組み合わせと高血圧有病との関連につき，国内の大規模コホートデータを用いた検討を行った。

方法

本研究は東北メディカル・メガバンク計画地域住民コホート調査のベースライン調査データ（2013年 5 月～2016年 3 月に実施）を用いた断面研究である。宮城県在住で同調査のベースライン調査を特定健診共同参加型で受けた非喫煙者を解析対象とし，全解析対象者を10年前と最近 1 年間の家庭における受動喫煙の有無の組み合わせにより 4 群に分類した。家庭における10
年前・最近 1 年間の受動喫煙の組み合わせと高血圧有病との関連を多変量ロジスティック回帰
分析により検討し，10年前・最近 1 年間ともに受動喫煙のない者を参照群とした他群の高血圧有病に対するオッズ比と95％信頼区間を算出した。

結果

本研究の解析対象者は15,381名（男性2,370名，女性13,011名）であり，高血圧の有病者は5,603名（36.4％）であった。最近 1 年間に家庭での受動喫煙を認めた者は1,961名（12.7％）
であり，そのうち1,775名（90.5％）が10年前にも家庭での受動喫煙を認めた。多変量解析の結果，10年前・最近 1 年間ともに家庭での受動喫煙を認める者では，10年前・最近 1 年間ともに家庭での受動喫煙を認めない者と比較して，年齢・BMI・飲酒歴などの高血圧の危険因子と独立し，高血圧の有病と有意な正の関連を認めた（オッズ比1.15，95％信頼区間1.02-1.29）。
男女別の解析では，10年前・最近 1 年間ともに家庭での受動喫煙を認める女性が10年前・最近
1 年間ともに家庭での受動喫煙を認めない女性と比較し，高血圧の有病と有意な正の関連を認めた（オッズ比1.15，95％信頼区間1.02-1.30）。
結論

非喫煙者において家庭での長期間の受動喫煙があると年齢・BMIや飲酒歴などの古典的な高血圧の危険因子と独立して高血圧の有病リスクが有意に上昇した。公衆衛生上の観点からは家庭での受動喫煙の防止が肺がん・慢性閉塞性肺疾患や虚血性心疾患等の予防だけでなく血圧値の低下にも寄与する可能性が示唆された。

キーワード

受動喫煙，高血圧，疫学研究，非喫煙者，家庭＊ １ 東北大学東北メディカル・メガバンク機構非常勤講師 ＊ ２ 同助教 ＊ 3 同准教授 ＊ 4 同客員教授＊ 5 同教授 ＊ 6 北海道大学大学院医学研究院公衆衛生学教室准教授＊ 7 東北医科薬科大学医学部衛生学・公衆衛生学教授 ＊ 8 埼玉県立大学健康開発学科健康行動科学専攻教授＊ 9 岩手医科大学いわて東北メディカル・メガバンク機構特任教授 ＊10同大学衛生学公衆衛生学講座特任教授＊11東北大学大学院医学系研究科教授 ＊12同大学災害科学国際研究所教授― 1 ―第67巻第 8 号「厚生の指標」2020年 8 月

Ⅰ 緒

メガバンク計画地域住民コホート調査は岩手言

県・宮城県在住の20歳以上の者を対象として，
東日本大震災後の長期間にわたる健康影響を評

受動喫煙は肺がん・慢性閉塞性肺疾患のみな価するとともに，遺伝因子ならびに生活習慣等

らず虚血性心疾患・脳卒中などの動脈硬化性疾の環境因子の組み合わせが健康状態にもたらす患の危険因子であることが報告されており

1）-7）

影響につき調査を行い，最終的には循環器疾

厚生労働省の喫煙の健康影響に関する検討会報

患・悪性新生物等の各種疾患に対する個別化予告書においても，肺がん・虚血性心疾患・脳卒防を図るためのエビデンスを得ることを目指し中に関して，科学的証拠が因果関係を推定するて い る。 本 調 査 は2013年 5 月 ～2016年 3 月 にのに十分である（レベル 1 ）ことが示されていベースライン調査が行われ，2017年 6 月より現る8）。そのため，2020年 4 月より全面施行され在まで詳細二次調査（追跡調査）が行われていた改正健康増進法において，国や地方公共団体

る。ベースライン調査は県内自治体の特定健診の責務等として，望まない受動喫煙が生じない

会場で実施する特定健診共同参加型調査と宮城

よう，受動喫煙を防止するための措置を総合的

県内 7 カ所および岩手県内 4 カ所の地域支援セ

かつ効果的に推進するよう努めることが記されンターで実施する地域支援センター型調査のい，ている 。受動喫煙が生活習慣病へおよぼす影

ずれかにより実施された。なお，東北メディカ

響については，メタアナリシスにより受動喫煙

ル・メガバンク計画地域住民コホート調査の詳が 2 型糖尿病と関連していることが報告されて細は学術誌に公表されている19）。同調査は東北いるものの10）11），ほかの生活習慣病に関しては大学東北メディカル・メガバンク機構倫理委員

十分なエビデンスが得られていない状況であっ会（承認番号2012-4-617，承認年月日2013年 3たが，近年になり，受動喫煙と高血圧の関連に

月25日）ならびに岩手医科大学医学部倫理委員

つき検討した疫学研究の結果が国内外で散見さ会（承認番号HG H25-2 ，承認年月日2013年 4れるようになった

9）。これらの研究の多くは

月 4 日）の承認を得ており，対象者には文書に非喫煙者を対象としており，受動喫煙が高血圧

よる説明を行い文書による同意を得た上で調査

または血圧上昇と関連することを示しているを実施している。本研究では，宮城県在住で同が12）-17），一方で受動喫煙が高血圧と関連しない調査のベースライン調査を特定健診共同参加型

報告もあるため ，現時点で受動喫煙が高血圧で受けた者を解析対象とし，現在喫煙者・過去と関連するかについて一定の結論は得られてい喫煙者ならびに解析に使用する項目のうち受動ない。また，受動喫煙に関して10年前と最近 1

喫煙の有無・高血圧の治療状況・血圧・随時尿年間の受動喫煙状況を反映した検討もこれまでの検査項目のいずれかに欠測を有した者は解析行われていない。そこで，本研究では非喫煙者

対象より除外した。

12）-18）18）を対象とした家庭での10年前および最近 1 年間における受動喫煙と高血圧有病との関連につき， （ 2 ） 測定項目の詳細
本研究では，自己記入式調査票による測定

国内の大規模コホートデータを用いて検討をデータ・血圧と随時尿検査の測定データならび

行った。

Ⅱ 方

に調査年度のデータを使用した。自己記入式調法

査票では，能動・受動喫煙の有無，身長，体重，
年齢，飲酒歴，高血圧による通院の有無につき（ 1 ） 調査の概要と対象者の選定測定した。能動喫煙に関して「生まれてからこ

本研究は，東北メディカル・メガバンク計画

れまでに合計して少なくとも100本以上のたば地域住民コホート調査のベースライン調査デー

こを吸っていますか」の質問に「いいえ」と回タを用いた断面研究である。東北メディカル・答した者を非喫煙者と定義した。受動喫煙は― 2 ―第67巻第 8 号「厚生の指標」2020年 8 月「他人のたばこの煙を吸わされることがありま

体重
身長
Pcr（㎎／日）＝
×14.89＋×16.14（㎏）（㎝）

すか」の質問に対し，家庭における10年前と最年齢－
×2.043－2244.45（歳）

近 1 年 間 に お け る状況に関して，「ほぼ毎日（ 6 時間以上・ 4 ～ 5 時間・ 2 ～ 3 時間・ 1 時
間以内）」と回答した場合に受動喫煙あり，⑵

随時尿クレアチニン濃度：UCr「時々あるいはほとんどない」と回答した場合

随時尿ナトリウム濃度：UNa
e24hUNa（mEq／日）＝に受動喫煙なしと定義した。本研究の要因は，10年前と最近 1 年間の家庭における受動喫煙の有無の組み合わせとし，全対象者を 4 群に分類

0.392
21.98×（UNa（mEq／Ｌ）÷UCr（㎎／dL）÷10×Pcr）⑶

e24hUK（mEq／日）＝を算出し，BMIの値により 4 群にカテゴリ化し30.0）。

推定24時間尿中カリウム排泄量：e24hUK
随時尿カリウム濃度：UK

した。また，身長・体重の値からBMI（㎏／㎡）
た（＜18.5，18.5-24.9，25.0-29.9，

推定24時間尿中ナトリウム排泄量：e24hUNa

0.431
7.59×（UK（mEq／Ｌ）÷UCr（㎎／dL）÷10×Pcr）⑷

推定24時間尿Na／Ｋ比＝e24hUNa／e24hUK

学歴は最後に卒業した学校と定義し，専門学校・短大・高専・大学・大学院，高校，小・中（ 3 ） 統計解析

学校，その他の 4 群にカテゴリ化した。家屋被統計解析において，対象者特性に関し，連続害の程度は東日本大震災時に居住していた自宅

変数は平均値および標準偏差，カテゴリ変数はの被害状況と定義し，その程度により 4 群にカ

対象者数および割合で表示した。家庭におけるテゴリ化した（損壊なしまたは被災地に居住し10年前・最近 1 年間の受動喫煙の組み合わせとていない，半壊または一部損壊，全壊（全壊流

高血圧有病との関連を多変量ロジスティック回

失を含む）
・大規模半壊，不明）。さらに，飲酒

帰分析により検討し，10年前・最近 1 年間とも歴は非飲酒者（過去飲酒者を含む）
・現在飲酒に受動喫煙のない者を参照群とした他群の高血者・不明の 3 群にカテゴリ化し，現在飲酒者に圧有病に対するオッズ比と95％信頼区間を算出

関しては酒の種類・量・頻度から算出した 1 日した。多変量解析における共変量は性（ 2 値変

当たりの飲酒量により，さらに 4 群に分類した

数：男性，女性）・年齢（連続変数）・BMI（カ（＜ 1 合／日， 1 - 2 合／日， 2 - 3 合／日，

テゴリ変数：＜18.5，18.5-24.9，25.0-29.9，

3 合／日）。

30.0）・飲酒歴（カテゴリ変数：非飲酒者，

血圧（収縮期血圧・拡張期血圧）は 5 分間の

現在飲酒者（＜ 1 合／日），現在飲酒者（ 1 - 2

休息後，自動血圧計を用いて上腕にて 2 回測定合／日），現在飲酒者（ 2 - 3 合／日），現在飲し，その平均値を本研究の解析に使用した。ア

酒者（

ウトカムは高血圧の有病であり，収縮期血圧が（カテゴリ変数：損壊なしまたは被災地に居住

140㎜Hg以上，拡張期血圧が90㎜Hg以上，自していない，半壊または一部損壊，全壊または己記入式調査票における高血圧の治療状況に関

大規模半壊，不明）・学歴（カテゴリ変数：専する質問にて「高血圧を指摘されたことがあり

門学校・短大・高専・大学・大学院，高校，

現在通院中」と回答，のいずれかに該当した場

小・中学校，その他）・調査年度（カテゴリ変合，高血圧有病ありと定義した。また，尿検査

数：2013年，2014年，2015年 ）・ 推 定24時 間 尿は随時尿にて実施し，尿ナトリウム濃度（mEq／

Na／Ｋ比（連続変数：対数変換値）とした。

Ｌ）
・尿カリウム濃度（mEq／Ｌ）を電極法，同様に，家庭における10年前・最近 1 年間の受尿クレアチニン濃度（㎎／dL）を酵素法でそ

動喫煙の組み合わせと高血圧有病との関連につれぞれ測定した。それらの結果を用いて，推定

いて，男女別の解析を実施した。男女別解析を

24時間尿Na／Ｋ比を以下の田中式により算出行った際の多変量解析における共変量は年齢

した20）。

（連続変数）・BMI（カテゴリ変数：＜18.5，⑴

18.5-24.9，25.0-29.9，

24時間尿中クレアチニン排泄量予測値：Pcr― 3 ―3 合／日），不明）・家屋損壊の程度

30.0）・ 飲 酒 歴（ カ

第67巻第 8 号「厚生の指標」2020年 8 月

テゴリ変数：非飲酒者，現在飲酒者（＜ 1 合／大学・大学院，高校，小・中学校，その他）・日），現在飲酒者（ 1 - 2 合／日）
，現在飲酒者

調 査 年 度（ カ テ ゴ リ 変 数：2013年，2014年，（ 2 - 3 合／日）
，現在飲酒者（

3 合／日），

2015年）・推定24時間尿Na／Ｋ比（連続変数：

不明）
・家屋損壊の程度（カテゴリ変数：損壊

対数変換値）とした。統計解析はSAS Version

なしまたは被災地に居住していない，半壊また9.4（SAS Institute Inc.‚ Cary‚ North Carolina‚

は一部損壊，全壊または大規模半壊，不明）・USA）にて実施し，両側 5 ％未満を統計学的学歴（カテゴリ変数：専門学校・短大・高専・

有意差ありと定義した。

Ⅲ 結

図 1 解析対象者の選定【参入基準該当者】54,952名
地域住民コホート調査ベースライン調査を受けた者

対象者選定のフローチャートを図 1 に示す。

【除外基準該当者】39,571名
特定健診共同参加型以外の参加者 14,519名
同意撤回者（2019.7.20現在） 788名
自己記入式質問票に未回答の者 2,396名
受動喫煙歴が不明の者 7,970名
現在喫煙者 4,158名
過去喫煙者 7,455名
能動喫煙歴が不明の者 364名
高血圧治療歴が不明の者 1,881名
血圧が未測定の者 14名
随時尿が未測定の者 26名【解析対象者】15,381名（男性2,370名，女性13,011名）

果

地域住民コホート調査ベースライン調査を2013
年 5 月～2016年 3 月に受けた者54,952名のうち，
特定健診共同参加型以外の参加者（14,519名），
同意撤回者（788名），自己記入式質問票に未回答の者（2,396名），受動喫煙歴が不明の者（7,970名），現在喫煙者（4,158名），過去喫煙者（7,455名），能動喫煙歴が不明の者（364名），
高血圧治療歴が不表 1 家庭における受動喫煙の有無で分類した解析対象者の特性
受動喫煙：10年前
なし
なし
あり
あり
受動喫煙：最近 1 年間
なし
あり
なし
あり
対象者数
10 652
186
2 768
1 775
性別：男性（％）
2 079（19.5）
19（10.2）
172（ 6.2）
100（ 5.6）
年齢（歳）58.8（11.9） 49.1（14.7） 58.3（11.6） 56.0（11.6）
家屋損壊の程度
損壊なしまたは被災地に居住していない（％）3 332（31.3）
60（32.2）
786（28.4）535（30.1）
半壊または一部損壊（％）
6 072（57.0）
95（51.1） 1 589（57.4） 1 010（56.9）
全壊または大規模半壊（％）
899（ 8.4）26（14.0）292（10.6）172（ 9.7）
不明（％）
349（ 3.3）5（ 2.7）101（ 3.6）58（ 3.3）
学歴
専門学校・短大・高専・大学・大学院（％）3 218（30.2）
60（32.3）
694（25.1）
436（24.5）
高校（％）
5 487（51.5）
77（41.4） 1 492（53.9）
953（53.7）
小・中学校（％）
1 830（17.2）
48（25.8）549（19.8）369（20.8）
その他（％）
117（ 1.1）
1（ 0.5）33（ 1.2）
17（ 1.0）
受診年度
2013年（％）
1 757（16.5）40（21.5）560（20.2）357（20.1）
2014年（％）
4 950（46.5）
88（47.3） 1 310（47.3）
841（47.4）
2015年（％）
3 945（37.0）
58（31.2）
898（32.5）577（32.5）
BMI（㎏／㎡）
22.9（ 3.6） 22.9（ 4.3） 23.0（ 3.7） 23.2（ 3.7）
＜18.5（％）
847（ 8.0）24（12.9）232（ 8.4）
134（ 7.5）
18.5-24.9（％）
7 226（67.8）
118（63.5） 1 822（65.8） 1 185（66.8）
25.0-29.9（％）
2 144（20.1）
35（18.8）599（21.6）361（20.3）
30.0（％）
435（ 4.1）9（ 4.8）115（ 4.2）95（ 5.4）
飲酒歴
非飲酒者（過去飲酒者を含む）（％）
6 080（57.1）
112（60.2） 1 749（63.2） 1 064（60.0）
現在飲酒者（％）
4 544（42.6）
74（39.8） 1.008（36.4）
702（39.5）＜ 1 合／日（％）
3 549（33.3）
57（30.6）829（29.9）582（32.8）
1 - 2 合／日（％）
687（ 6.4）
12（ 6.5）125（ 4.5）
86（ 4.8）
2 - 3 合／日（％）
189（ 1.8）
3（ 1.6）43（ 1.6）
19（ 1.1）
3 合／日（％）
119（ 1.1）
2（ 1.1）11（ 0.4）15（ 0.8）
不明（％）
28（ 0.3）0（ 0.0）11（ 0.4）9（ 0.5）高血圧あり（％）
3 956（37.1）
43（23.1）
985（35.6）619（34.9）
収縮期血圧（㎜Hg）
124.8（17.2） 121.6（16.6） 124.6（17.2） 124.6（17.9）
拡張期血圧（㎜Hg）
74.8（10.7） 73.0（10.9） 74.4（10.7） 74.7（11.0）
高血圧にて通院中（％）
2 765（26.0）
28（15.1）
683（24.7）418（23.5）
推定24時間尿Na／Ｋ比
4.1（ 1.0）
4.3（ 1.1）
4.1（ 1.0）
4.1（ 1.0）
注

BMI：Body mass index，連続変数は平均値（標準偏差），カテゴリ変数は対象者数（割合）で表示― 4 ―明の者（1,881名），
血圧が未測定の者（14名 ）， 随 時 尿 が未測定の者（26名）
を除外し，15,381名（ 男 性2,370名， 女
性13,011名）が本研
究の解析対象者となった。
次に，解析対象者の特性を表 1 に示す。
全解析対象者のうち，10年前に家庭での受動喫煙を認めた者が4,543名（男性272名，
女 性4,271名， 全 解析 対 象 者 の29.5 ％），最近 1 年間に家庭での受動喫煙を認めた 者 が1,961名（ 男性119名，女性1,842
名，全解析対象者の12.7％）であった。

第67巻第 8 号「厚生の指標」2020年 8 月

36.4％）であった。

最近 1 年間に家庭での受動喫煙を認める者
1,961名のうち1,775名（90.5％）は10年前にも家庭における10年前および最近 1 年間の受動

家庭での受動喫煙を認めていた。また，最近 1

喫煙の組み合わせと高血圧との関連について検年間に家庭での受動喫煙を認める者では，家庭討した結果を表 2 に示す。10年前・最近 1 年間

での受動喫煙を認めない者と比較し，年齢が低ともに家庭での受動喫煙を認める非喫煙者では，い（55.3歳 vs. 58.7歳），BMIが高い（23.1㎏／

10年前・最近 1 年間ともに家庭での受動喫煙㎡ vs. 22.9㎏／㎡）といった特徴を認めた。全を認めない非喫煙者と比較して，性・年齢・

解 析 対 象 者 の う ち高血圧の有病者は5,603名

BMI・飲酒歴などの古典的な高血圧の危険因子（男性1,100名，女性4,503名，全解析対象者のと独立し，高血圧の有病と有意な正の関連を認めた（多変量調整オッズ比1.15，95％信頼区間

表 2 10年前・最近 1 年間の家庭での受動喫煙の組み合わせと

1.02-1.29）。
最後に，家庭における10年前および最近 1 年

高血圧有病との関連（男女計）

間の受動喫煙の組み合わせと高血圧との関連に

受動喫煙
10年前

対象者数
高血圧 多変量調整
最近 （ｎ＝15,381）有病者数 オッズ比 95％信頼区間
1 年間

なし

なし

10 652

3 956

Ref.

－

なし

あり

186

43

0.88

0.59-1.32

あり

なし

2 768

985

0.97

0.88-1.08

あり

あり

1 775

619

1.15

1.02-1.29

ついて，男女別に解析した結果を表 3 に示す。
女性では10年前・最近 1 年間ともに家庭での受動喫煙を認める非喫煙者が10年前・最近 1 年間
ともに家庭での受動喫煙を認めない非喫煙者と比較し，年齢・BMI・飲酒歴などの古典的な高血圧の危険因子と独立し，高血圧の有病と有意注

多変量解析では性（ 2 値変数：男性，女性）
・年齢（連続変数）
・BMI（カテゴリ変数：＜18.5，18.5-24.9，25.0-29.9， 30.0）・
飲酒歴（カテゴリ変数：非飲酒者，現在飲酒者（＜ 1 合／日），現在飲酒者（ 1 - 2 合／日），現在飲酒者（ 2 - 3 合／日），現在飲酒者（ 3 合／日），不明）・家屋損壊の程度（カテゴリ変数：損壊なしまたは被災地に居住していない，半壊または一部損壊，全壊
または大規模半壊，不明）・学歴（カテゴリ変数：専門学校・短大・高専・大学・大学院，高校，小・中学校，その他）・調査年度（カテゴリ変数：2013年，2014年，2015年）・推定24時間尿Na／Ｋ比（連続変数：対数変換値）による調整を行った

な正の関連を認めた（多変量調整オッズ比1.15，
95％信頼区間1.02-1.30）。一方，男性では，10年前・最近 1 年間ともに家庭での受動喫煙を認める非喫煙者が10年前・最近 1 年間ともに家庭での受動喫煙を認めない非喫煙者と比較し，年表 3 10年前・最近 1 年間の家庭での受動喫煙の組み合わせと高血圧有病との関連（男女別）
受動喫煙

多変量
高血圧
最近 対象者数 有病者数 調整 95％信頼区間
10年前
オッズ比
1 年間

齢・BMI・飲酒歴などの古典的な高血圧の危険因子と独立し，高血圧の有病と有意な関連を認めなかった（多変量調整オッズ比
1.07，95％信頼区間0.66-1.75）。

Ⅳ 考

察

なし

なし

2 079

970

Ref.

－

なし

あり

19

10

1.06

0.38-2.95

なし

172

77

0.95

0.66-1.36

本研究では，非喫煙者を対象として10年

男性（ｎ＝2,370） あり
あり

あり

100

43

1.07

0.66-1.75

前および最近 1 年間における家庭での受動

なし

なし

8 573

2 986

Ref.

－

喫煙と高血圧有病との関連につき，国内のなし
女性（ｎ＝13,011） あり

あり

167

33

0.86

0.56-1.34

大規模コホートを用いた検討を行った。そ

なし

2 596

908

0.98

0.88-1.09の結果，10年前・最近 1 年間ともに家庭で

あり

あり

1 675

576

1.15

1.02-1.30の受動喫煙を認める非喫煙者において，高注

多変量解析では年齢（連続変数）・BMI（カテゴリ変数：＜18.5，
18.5-24.9，25.0-29.9， 30.0）・飲酒歴（カテゴリ変数：非飲酒者，現在飲酒者（＜ 1 合／日），現在飲酒者（ 1 - 2 合／日），現在飲酒者（ 2 - 3
合／日），現在飲酒者（ 3 合／日），不明）・家屋損壊の程度（カテゴ
リ変数：損壊なしまたは被災地に居住していない，半壊または一部損壊，全壊または大規模半壊，不明）
・学歴（カテゴリ変数：専門学校・短大・高専・大学・大学院，高校，小・中学校，その他）・調査年度（カテゴ
リ変数：2013年，2014年，2015年）
・推定24時間尿Na／Ｋ比（連続変数：
対数変換値）による調整を行った― 5 ―血圧の有病と有意な正の関連を認めた。また，10年前に家庭での受動喫煙を認めたが最近 1 年間家庭での受動喫煙を認めていな
い非喫煙者では高血圧の有病リスク上昇を認めなかった。さらに，男女別の解析では，

第67巻第 8 号「厚生の指標」2020年 8 月

10年前・最近 1 年間ともに家庭での受動喫煙が対象として実施した大規模疫学研究の結果は大ある非喫煙女性で，高血圧の古典的な危険因子

変貴重であるといえる。

と独立して高血圧の有病と有意な正の関連を認

本研究では，男女別の解析において，非喫煙めた。以上の結果から，特に非喫煙女性におい女性で長期間の家庭での受動喫煙が高血圧の有て，長期間にわたる受動喫煙が高血圧の有病リ病と関連したが，非喫煙男性では長期間の家庭

スクを上昇させる可能性が示唆された。また，での受動喫煙が高血圧の有病オッズ比を有意に

過去に家庭での受動喫煙を認めていても，その上昇させなかった。しかし男性では，長期間の後家庭での受動喫煙を認めない環境で生活を家庭での受動喫煙を認める非喫煙者が100名送った場合，高血圧の有病リスクは受動喫煙を（解析対象男性の4.2％）と，女性（1,675名：認めない者とほぼ同等まで低下する可能性が示

解析対象者の12.9％）と比較して著しく少な唆された。

かったことが結果に影響したと考えられるため，

受動喫煙と高血圧の関連については，非喫煙

本研究の結果から非喫煙男性において家庭での者を対象にした疫学研究による検討結果が国外

長期にわたる受動喫煙が血圧を上昇させないとより多く報告されているが，わが国での報結論づけるのは拙速であると考えられる。いず告はほとんど認められない。過去に実施された

れにしても，本研究の結果は家庭における長期

大規模疫学研究は 1 報のみであり，32,098名の間の受動喫煙が非喫煙者（特に非喫煙女性）に非喫煙者を対象にした断面研究において過去 1

おける高血圧の有病リスクを上昇させることを

年間受動喫煙をほぼ毎日認める者では高血圧の示唆しており，家庭における受動喫煙対策が非有病リスクが有意に上昇していたことが報告さ

喫煙者における血圧値の低下に寄与することがれている（多変量調整オッズ比1.11，95％信頼期待される。

14）-18）

一般的に喫煙が血圧を上昇させる機序として，

区間1.03-1.20） 。同研究における受動喫煙の12）

定義には家庭以外での受動喫煙も含まれている

短期的にはニコチンのアセチルコリン受容体アが，同研究の結果は本研究の結果と一致していゴニストとしての作用によりカテコラミンに代る。一方で，本研究では最近 1 年間のみの家庭表される神経伝達物質が分泌され血圧が上昇すでの受動喫煙を認める対象者において高血圧のると考えられているが21），長期的な影響につい

有病リスクは上昇しておらず，受動喫煙の期間ては不明とされている。同様に，受動喫煙へのが長期にわたる場合に血圧を上昇させる可能性

慢性的な曝露が炎症性サイトカインの分泌亢進が示唆された。本研究においても，最近 1 年間や酸化ストレスの増加をもたらすとの報告もあに家庭での受動喫煙を認める者の約90％が10年

るが22），受動喫煙と血圧への関連における炎症

前にも家庭での受動喫煙を認めており，先行研

性サイトカインや酸化ストレスの影響について

究12）においても過去 1 年間受動喫煙を認めていは十分な検討がなされているとはいえない。受る者の大半が長期間にわたる受動喫煙者である

動喫煙が高血圧のリスクを高めているその他の可能性が考えられた。ほかにわが国において行

理由として，受動喫煙で曝露される副流煙や呼わ れ た 疫 学 研 究 では，474名の降圧薬内服を出煙に含まれる物質の影響も考えられるが，こ行っていない非喫煙女性を対象とした断面研究

れに関しても十分な検討がなされた報告は認めにおいて，ほぼ毎日家庭のみでの受動喫煙を認られない。本研究を含めた複数の疫学研究の結める者およびほぼ毎日家庭と家庭以外のいずれ

果からは受動喫煙が高血圧の有病リスクを高めでも受動喫煙を認める者で，受動喫煙を認めなると考えられるが12）-17），その機序については不い者と比較し，朝に測定した家庭収縮期血圧が明な点も多いため，基礎研究等によるメカニズ

約 3 ㎜Hg高く統計学的有意差を認めたことがムの解明が必要であると考えられる。

報告されている 。これまで国内で行われた疫本研究における限界は，以下のとおりである。

13）

学研究は他になく，本研究のように地域住民をまず，受動喫煙の測定は自己記入式質問票で― 6 ―第67巻第 8 号「厚生の指標」2020年 8 月

行っており，誤分類が生じている可能性がある。

3 ）Ukawa S, Tamakoshi A, Yatsuya H, et al. Passive

次に，家庭での受動喫煙を認める者の割合が男

smoking and chronic obstructive pulmonary dis-

女で大きく異なり，男性では家庭において受動

ease mortality：ﬁndings from the Japan collabora-

喫煙を認める対象者が少なく，解析を行う際のtive cohort study. Int J Public Health 2017；62

検出力が十分でなかった可能性がある。さらに，（ 4 ）：489︲94．

受動喫煙の健康影響を検討する際，家庭だけで4 ）Yin P, Jiang CQ, Cheng KK, et al. Passive smok-

なく職場など家庭以外における受動喫煙に関し

ing exposure and risk of COPD among adults inても考慮する必要がある。

China：the Guangzhou biobank cohort study.

まとめると，本研究では，非喫煙者（特に非喫煙女性）において家庭での長期間の受動喫煙

Lancet 2007；370（9589）：751︲7．
5 ）Wells AJ. Passive smoking as a cause of heart dis-があると年齢・BMIや飲酒歴などの古典的な高ease. J Am Coll Cardiol 1994；24（ ２ ）：546︲54．

血圧の危険因子と独立して高血圧の有病リスク6 ）Iversen B, Jacobsen BK, Løchen ML. Active andが有意に上昇した。また，過去に家庭での受動

passive smoking and the risk of myocardial infarc-

喫煙を認めていても，その後家庭での受動喫煙

tion in 24，968 men and women during 11 year ofを認めない環境で生活を送った場合，高血圧のfollow︲up：the Tromsø study. Eur J Epidemiol

有病リスクは受動喫煙を認めない者とほぼ同等まで低下することが示唆された。受動喫煙が高2013；28（ 8 ）：659︲67．
7 ）Hou L, Han W, Jiang J, et al. Passive smoking and血圧のリスクを高める機序については不明な点

stroke in men and women：a national population︲

も多く，さらなる基礎研究や疫学研究が必要でbased case︲control study in China. Sci Rep 2017；あると考えられるが，公衆衛生上の観点からは家庭での受動喫煙の防止が肺がん・慢性閉塞性7：45542．
8 ）厚生労働省．喫煙と健康

喫煙の健康影響に関す

肺疾患や虚血性心疾患等の予防だけでなく血圧る検討会報告書．（https://www.mhlw.go.jp/file/

値の低下にも寄与する可能性が示唆された。

05︲Shingikai︲10901000︲Kenkoukyoku︲Soumuka/
0000172687.pdf）2020．2．27．

謝辞9 ）厚生労働省．健康増進法の一部を改正する法律．

本研究は地域住民コホート調査の全対象者な（https://www.mhlw.go.jp/content/10900000/000

らびに調査にかかわる全スタッフ（教職員，ゲノム・メディカルリサーチコーディネーター，

482519.pdf）2020．2．27．
10）Zhu B, Wu X, Wang X, et al. The association be-

事務補佐員，システムエンジニア等）にご協力

tween passive smoking and type ２ diabetes：aをいただいた。この場を借りて深謝の意を表す

meta︲analysis. Asia Pac J Public Health 2014；26

る。また，本研究は復興庁・文部科学省ならびにAMEDからの補助金（JP19km0105001，JP-（ 3 ）：226︲37．
11）Wei X, E M, Yu S. A meta︲analysis of passive

19km0105003）を用いて実施された。

smoking and risk of developing type ２ diabetes
mellitus. Diabetes Res Clin Pract 2015；107（ 1 ）：

文

献

9︲14．

1 ）Jayes L, Haslam PL, Gratziou CG, et al. Smoke-12）Tamura T, Kadomatsu Y, Tsukamoto M, et al.

Haz：Systematic reviews and meta︲analyses of

Association of exposure level to passive smoking

the effects of smoking on respiratory health.

with hypertension among lifetime nonsmokers in

Chest 2016；150（ 1 ）：164︲79．

Japan：a cross︲sectional study. Medicine 2018；
97（48）：e13241．

２ ）Pershagen G, Hrubec Z, Svensson C. Passive
smoking and lung cancer in Swedish women. Am13）Seki M, Inoue R, Ohkubo T, et al. Association ofenvironmental tobacco smoke exposure with ele-

J Epidemiol 1987；125（ 1 ）：17︲24．

― 7 ―第67巻第 8 号「厚生の指標」2020年 8 月

vated home blood pressure in Japanese women：risk factors in never smokers. J Hypertens 2017；

the Ohasama study. J Hypertens 2010；28（ 9 ）：35（10）：1976︲82．

1814︲20．

19）Hozawa A, Tanno K, Nakaya N, et al. Study pro-14）Li N, Li Z, Chen S, et al. Eﬀects of passive smok-

ﬁle of the Tohoku Medical Megabank Communi-

ing on hypertension in rural Chinese nonsmoking

ty︲based cohort study. J Epidemiol 2020. doi：

women. J Hypertens 2015；33（11）：2210︲4．

10.2188／jea.JE20190271．

15）Alshaarawy O, Xiao J, Shankar A. Association of20）Tanaka T, Okamura T, Miura K, et al. A simple

serum cotinine levels and hypertension in nevermethod to estimate populational 24︲h urinary so-smokers. Hypertension 2013；61（ ２ ）：304︲8．

dium and potassium excretion using a casual16）Wu L, Yang S, He Y, et al. Association between

urine specimen. J Hum Hypertens 2002；16：97︲

passive smoking and hypertension in Chinese
non︲smoking elderly women. Hypertens Res

103．
21）Cryer PE, Haymond MW, Santiago JV, et al. Nor-2017；40（ 4 ）：399︲404．

epinephrine and epinephrine release and adrener-17）Yang Y, Liu F, Wang L, et al. Association of hus-

gic mediation of smoking︲associated hemodynam-

band smoking with wife＇s hypertension status in

ic and metabolic events. N Engl J Med 1976；295

over 5 million Chinese females aged 20 to 49
years. J Am Heart Assoc 2017； 6（ 3 ）. doi：（11）：573︲7．
22）Zhang J, Liu Y, Shi J, et al. Side︲stream cigarette

10.1161／JAHA.116.004924．

smoke induces dose︲response in systemic inﬂam-18）Kim S, Kang SH, Han D, et al. Relation between
secondhand smoke exposure and cardiovascular― 8 ―matory cytokine production and oxidative stress.
Exp Biol Med（Maywood）2002；227（ 9 ）：823︲9．