原 著

精神神経学雑誌

第 125 巻 第 1 号（2023） 27‒41 頁

生活習慣と睡眠の問題が精神的不調に与える影響についての縦断的分析
A Longitudinal Study on Psychosomatic Stress Reactions：
Possible Roles of Lifestyle and Sleep in Resilience志村

哲祥1～3），石橋
小嶋

由基3,4），横井

麻美2），今泉克典3,5），西川

佑花6），古井朋希2），岬祐司7），井上

昇平2），

猛1）

Akiyoshi Shimura, Yoshiki Ishibashi, Katsunori Yokoi, Tomoki Nishikawa, Shohei Misaki,
Asami Oshima, Yuka Imaizumi, Yuji Furui, Takeshi Inoue【目的】社会全体におけるメンタルヘルス対策の拡充は急務であるが，集団に対する効果的な予防施策は確立されていない．一方，人間は必ずしも心理的ストレスや職業性ストレスなどの要因のみで精神的不調をきた
すわけではない．近年の研究では生活習慣や睡眠とメンタルヘルスとの関係が示唆されており，予防医学的に重要である可能性があるが，複数の生活習慣について包括的に調査した縦断研究は乏しく，さらに，オフィ
スワーカーにおいて職務上の要因も統制した研究はほぼ皆無である．ここで，縦断調査を行うことによって，生活習慣や睡眠の要因がどの程度オフィスワーカーのメンタルヘルスに影響を与えるのかを調査した．
【方法】2017 年に，東京都内の 17 事業所計 3,314 名の従業員を対象に，職業性ストレス簡易調査票，生活習慣に関する質問，ピッツバーグ睡眠質問票からなる質問紙調査を実施し，2,905 名から調査への同意と有効回答を得た．このうち 2,289 名が翌 2018 年にも有効回答を行った．この 2,289 名のデータについて，過去の生
活習慣や睡眠の問題が，将来時点の心身のストレス反応や，その過去と将来との差分に与えている影響を，
重回帰分析および時間経過を加味した因果関係を推定できる交差遅延効果モデルによる共分散構造分析（パス解析）によって検討した．
【結果】通勤時間，食事の時間の不規則さ，野菜類の摂取頻度の少なさ，飲酒，寝室で朝日を浴びないこと，就寝 1 時間前以内の夕食，電子デバイスのディスプレイを就寝直前までや寝床のなかでも使用すること，夜間のカフェイン摂取，座位行動などが，仕事のストレス要因や周囲のサポートを調整したうえでも有意にストレス反応やその増減と関係していた．交差遅延効果モデルは，過去のストレス反応が現在の生活習慣や睡眠の問題を予測する度合いよりも，過去の生活習慣や睡眠の問題が現在のストレス反応を予測する度合いのほうが大きいことを示した．
【考察】生活習慣と睡眠は職務要因などとは独立してオ
フィスワーカーの心身のストレス反応に影響を与えており，さらに，将来のメンタルヘルス不調の原因となる．メンタルヘルスとかかわる生活習慣や睡眠の改善は，メンタルヘルス不調の一次予防となりうる．
索引用語

生活習慣，睡眠，レジリエンス，メンタルヘルス，予防医学

著者所属：1）東京医科大学精神医学分野，Department of Psychiatry, Tokyo Medical University
2）医療法人社団東京桜十字保健サービス開発部，Sakurajyuji Medical Corporation
3）株式会社こどもみらい学術部，Department of R & D, Children and Future Ltd.
4）慶應義塾大学医学部衛生学公衆衛生学教室，Department of Preventive Medicine and Public Health, Keio University School of Medicine
5）国際医療福祉大学医学部，School of Medicine, International University of Health and Welfare6）東京医科大学医学部，School of Medicine, Tokyo Medical University
7）東京大学未来ビジョン研究センター，Institute for Future Initiatives, the University of Tokyo
受 理 日：2022 年 9 月 21 日
27

健康的な食材の摂取と抑うつとの関連を示していは じ め にる27～29,32,37,38）．また，運動は軽度ないし中等度のうつの改善あるいは予防効果をもつとする研究が複数存在し44），希

メンタルヘルスの改善，メンタルヘルス疾患の予防は，死念慮や自殺企図 8,22,53），不安についても正の効果が知ら精神医学のみならず公衆衛生的にも重要であり急務であれる5,48,49）．そして，睡眠はメンタルヘルスとの関連が非常る．日本における自殺率は先進諸国のなかでは引き続き最に強い要因である．睡眠不足や睡眠障害は，神経の微小構，2000 年代をピークに低下していた自造の破壊3）や，視床下部―下垂体―副質系（hypothalamic‒

殺率は近年下げ止まり，2020 年には増加に転じている26）．

pituitary‒adrenal axis：HPA axis）の亢進を介した神経新

就労者においても，精神疾患の労災認定件数は増加を続生の阻害12）といった器質的ダメージを脳に与える．睡眠のけ25），不幸な転機も後を絶たない．

問題はうつ病や不安障害の強いリスクとなることが一貫し悪の部類にあり41）

メンタルヘルス不調を予防する方法論は発展途上である．効果的な自殺予防対策は国内外を問わず模索が続いている段階であり

11,42,56）て示されている2,15,30,40,58）．
しかしながら，これらの研究にはメンタルヘルスに対す，さらにその多くは臨床的な介入やる生活習慣の影響を検討するうえでさまざまな問題があ

早期対処を中心としており，集団に対する有効な施策や一る．まず，多くの研究では交絡しうる要因の統制が不足し次予防策に乏しい．日本の労働者では，そのメンタルヘルている．例えば業務が過多となり残業が増えれば，睡眠時スの状態を把握するツールとして，2015 年から心理的な間が減少したり朝食の欠食が生じたりすることは容易に想負担の程度を把握するための検査（いわゆるストレス

定されるが，このときその双方を同時に分析しなければ，

チェック）制度が施行されている．しかし，労働者が自身

メンタルヘルスに直接影響を与えたのは仕事のストレスなのメンタルヘルスの不調を把握できたとしても，どのようのか，あるいは睡眠や生活習慣のどちらなのかは判断するにすればそれが改善できるのか，その対処策の手がかりにことができない．さらに，単独の生活習慣項目についての乏しい．

み調査がなされているものが多く，複数存在する生活習慣

一方で，人間は，ライフイベントや職務上のストレスなの項目のうち，どれが本当にメンタルヘルスに対して重要どをはじめとする心理的ストレスだけでメンタルヘルスのなのかが不明である．すなわち，例えば「野菜を食べてい不調を生じるわけではない．心身の健康や疾患に関連する

ないし，朝食は欠食しているし，毎日飲酒しているし，運要因は他にもあり，睡眠や，食生活などのいわゆる生活習

動もしていないし，睡眠も質が悪い」ような場合に，その慣との関連が近年挙げられている．仮に睡眠や生活習慣がすべてに最初から改善を促すことは現実的ではないが，そメンタルヘルスの不調の「原因」となるのであれば，こののうちどれから手をつけることがメンタルヘルス上重要な改善はメンタルヘルス不調の一次予防となりうる．また，のか，現状ではその手がかりがない．そして，いくつかの

すでに何らかの不調が生じているが，ただちに臨床的介入

研究17,39,51,55）ではこれらの問題は調整されているものの，や心理的ストレスの軽減ができないような場合でも，セル横断研究であり，生活習慣の乱れがメンタルヘルスに影響フケアとしてその不調を改善させ，進展を予防できる方策を与えていたのか，あるいは，精神的不調がライフスタイとなる．心理的な問題は当人も第三者も即座の把握や解決

ルの乱れを引き起こしていたのか，あるいはその双方なのが困難であることが多く，さらに，個別性やプライバシー

か，その因果関係が不明である．これまで，オフィスワーの問題が内在するために集団に対する介入も困難であるとカーにおいて職務上の要因も統制し，複数の生活習慣を包ころ，生活習慣は普遍的な事象であり，プライバシーにか括的に調査した縦断研究は皆無である．そこで本研究でかわる事項に足を踏み入れずともその対処や介入，啓発がは，縦断調査を行うことによって，睡眠や食生活などの生可能であることから，集団に対するメンタルヘルス不調の活習慣がどの程度オフィスワーカーのメンタルヘルスに影

一次予防の施策として有用である可能性もある．

響を与えるのかを調査した．

日本におけるコホート調査は，野菜類や果物，魚食に代表される健康的な食生活が自殺率と関連し，良好群に対し不良群ではおよそ倍のリスクが生じることを示している36）．その他にも複数の研究やメタアナリシスが，同様に
28

精神経誌（2023）第 125 巻 第 1 号

の主観的質（C1），入眠潜時（C2），睡眠時間（C3），睡眠Ⅰ．方法

効率（C4），睡眠困難（C5），睡眠薬の使用（C6），日中機
能障害（C7）からなる．各項目（コンポーネントと呼ば

1．対象れる）は 0～3 点の間で得点がつけられ，合計得点（グ2017 年に，東京都内の 17 事業所，計 3,314 名の従業員

ローバルスコアと呼ばれる．得点レンジは 0～21 点）が高を対象に質問紙調査を実施し，2,905 名（87.7％）から調

いほど睡眠が障害されていることを示し，日本語版におい査への同意と有効回答を得た．これら事業所は商社，IT，ては 6 点以上で「睡眠に問題あり（poor sleeper/existence

ゲーム制作，飲食，人材派遣，放送，金融，ヘルスケア，

of sleep disturbance）」とみなされる．

コンサルティング，映像制作，官公庁，アパレル，印刷，生活習慣については，直近 1 ヵ月における，食事の時間

音楽制作，化学工業，貿易業から構成された．工業・製造の不規則さ，朝食欠食の有無，夕食時間（就寝前 1 時間以業が含まれているものの，本調査は東京に存在する事業所

上前/1 時間以内/欠食），野菜・きのこ・海藻類（野菜類）

において実施されており，回答者は基本的にオフィスワーの摂取頻度（毎日/毎日未満か），飲酒頻度（全くなし/機カーである．これら参加者のうち，翌 2018 年に同一の質

会飲酒/毎日飲酒），週あたり飲酒量（ドリンク換算），運動問紙に対して有効回答を行った 2,289 名（69.1％）を調査

習慣有無，1 日のなかでの座位行動の占める時間の割合，の対象とした．

寝室は起床時に朝日が入り明るいかどうか，1 日のなかで本研究のデータは収集段階ですべて匿名化されており，

電子デバイス・ディスプレイを最後に使用する時間（就寝個人の特定が不可能である．本研究は東京医科大学医学倫

前 1 時間以上前にやめる/就寝直前まで使う/寝床のなかで

理 審 査 委 員 会 の 承 認 を 受 け 実 施 し た（ 承 認 番 号：も使用）
，夜間にカフェイン含有飲料を摂取する頻度（なSH3652）．

し/時々/毎日）の状況について質問した．

Ⅱ．分

2．質問票

析

質問票は，性別，年齢，婚姻状況，居住状況を尋ねる人
口統計学的データ，業務に関連して，残業時間と通勤時間，はじめに，母集団の分布について基本統計量を確認し，直近 1 年間の仕事内容や生活の大きな変化の有無に関する

t 検定，Pearson の相関係数，あるいは一元配置分散分析

質問，職業性ストレス簡易調査票（Brief Job Stress Ques-（one‒way ANOVA）により，睡眠の問題や生活習慣の状

24,45）

tionnaire：BJSQ），ピッツバーグ睡眠質問票（Pitts6,9）burgh Sleep Quality Index：PSQI） ，そして生活習慣に関する包括的な評価項目から構成された．

況による各年度の BJSQ の心身のストレス反応合計点の差を検討した．
次いで多変量解析として，前年度の心身のストレス反応

BJSQ はリッカート尺度であり，仕事の量的負荷や職場

あるいは次年度の調査における心身のストレス反応との差の人間関係など，仕事のストレス要因を評価する 17 問の分（増減）を目的変数に，生活習慣を説明変数にし，さら設問からなる領域 A（得点レンジ 17～68 点），活気，イラに統制要因として人口統計学的データや仕事のストレス要イラ，疲労感，不安，抑うつ，身体愁訴から構成される 29

因などの各種要因を調整した重回帰分析を実施し，仕事の問の設問からなる心身のストレス反応を評価する領域 B

状況などを統制したうえでの，前年度の生活習慣がその年（得点レンジ 29～116 点），そして，職場内や家族・友人なの心身のストレス反応や，1 年後の心身のストレス反応のどからの，周囲のサポートを評価する 9 問の設問からなる増減に与えている影響を明らかにした．また，当該重回帰

領域 C（得点レンジ 9～36 点）から構成される．また，付分析から得られた回帰係数をもとに，各生活習慣要因がメ

随的に仕事と生活の満足度を評価する 2 問の設問も存在す

ンタルヘルスの変動に与える影響の大小を反映した合成変る．本研究においては各項目の合計点を使用し，それぞれ数（メンタルヘルスにかかわる生活習慣スコア）を作成し得点が高いほど，強い仕事のストレス要因，強い心身のス

た．変数減少法による変数選択を実施した重回帰分析でトレス反応，弱い周囲のサポートを示す．

は，投入基準 P＜.10，除外基準 P＜.05 とした．

PSQI は 7 つ の コ ン ポ ー ネ ン ト か ら な る 睡 眠 の 問 題

最後に，因果関係を推定するために交差遅延効果モデル（sleep disturbance）の度合いを評価する尺度であり，睡眠を作成し，睡眠の問題や生活習慣がその後のメンタルヘル

志村・他：生活習慣・睡眠とメンタルヘルス

29

過去の要因A

将来時点の要因Aは過去の要因
A/Bから影響を受けるが，過去の要因A/Bへは影響を与ええないので，パスは一方向に固定される

同時に測定された因子間は因果関係が本来的には推定できないので共分散となる

過去の要因B

将来時点の要因A

交差するパスのそれぞれの係数を算定することで，A→BとB→Aのどちらの影響のほうが大きいのかを検討することができる

将来時点の要因Bは過去の要因
A/Bから影響を受けるが，過去の要因A/Bへは影響を与ええないので，パスは一方向に固定される

図1

将来時点の要因B

交差遅延効果モデルの図式

スの悪化や改善をもたらしているのか，あるいは，メンタの状況，また，各変数と，前年度の心身のストレス反応のルヘルスの状態がその後の睡眠や生活習慣に影響を与えて平均値，および，次年度と前年度との心身のストレス反応

いるのか，どちらが原因でどちらが結果であるのか，あるの平均点の差分との比較の結果を表 1 に示した．

いはその両方であれば，その割合はそれぞれどの程度であるのかを検討した．交差遅延効果モデルはパス解析（構造2．諸要因を統制した多変量解析

方程式モデリング）を用いた縦断的パネルデータの分析手

次年度（T1）の心身のストレス反応を目的変数とし，次法の 1 つであり，時間は過去から未来へ流れ，未来の要因

年度（T1）と前年度（T0）の生活習慣や睡眠の問題を説

は過去の要因の原因にはなりえないことから，パスの向き

明変数とし，さらに性別や年齢，仕事の状況などを統制要は原理的に一方向に固定されることを利用し，因果関係の因として調整した重回帰分析の結果を表 2 に示す．

）
度合いの計算を可能とするものである13（図1）．パス解析

変数減少法により変数を縮約したモデルでは，その年ののモデル適合度は既存尺度に従い，χ が非有意（P＞.05），

通勤時間（回帰係数＝.025pt/分，標準化回帰係数（β）

GFI（goodness of fit index）＞.95，AGFI（adjusted＝.045），食事の時間が不規則（2.784pt，β＝.082），野菜

GFI）＞.90，CFI（comparative fit index）＞.97，NFI（nor-

類 を 毎 日 摂 取 し な い（3.288pt， β＝.093）， 機 会 飲 酒

mal fit index）＞.95，RMSEA（root mean square error of（－1.281pt， β＝－.039），寝室で朝日を浴びていない

243）

approximation）＜.05 を「Good Fit」の基準とした ．

（1.667pt，β＝.056），電子デバイスのディスプレイを就寝

分析には IBM SPSS バージョン 23 と IBM SPSS Amos

直前に使用する（1.377pt，β＝.048），夜間にカフェインをバージョン 22 を使用し，統計学的有意性には 95％水準を毎日摂取する（1.423pt，β＝.049），前年度の食事の時間が採用した．

不 規 則（1.573pt， β＝.046），前年度の座位行動時間（4.622pt/％時間/日，β＝.061），電子デバイスのディスプ

Ⅲ．結果

レイを寝床のなかでも使用する（1.828pt，β＝.059），といった生活習慣が，諸要因を統制したうえでもストレス反1．基本統計量と比較

2,289 名中，男性は 1,502 名（65.6％），女性は 781 名（34.1％），その他・無回答（0.3％），平均年齢は 37.5±9.2

応に影響を与えている項目であり，このモデルは，次年度のストレス反応の変動の 42.8％を説明した（F＝82.449，

P＜.001，自由度調整済み R2＝.428）．

（ 標 準 偏 差 ） 歳 で あ っ た． 月 あ た り 残 業 時 間 の 平 均 は

生活習慣の状況がメンタルヘルスの改善あるいは悪化に

24.9±27.0 時間，仕事のストレス要因の平均点は 38.9±

与える影響を明らかにするために，次年度と前年度との心

6.3 点，周囲のサポートの平均点は 19.7±5.3 点，心身のス

身のストレス反応の合計点の差分を目的変数に，前年度のトレス反応の平均点は 56.2±13.7 点であった．その他変数

生活習慣を説明変数にし，性別や年齢，仕事の状況などと，30

精神経誌（2023）第 125 巻 第 1 号

表1

基本統計量と心身のストレス反応の平均点
前年度（T0）項目
全体

差分（次年度 T1－前年度 T0）

N（％）／
平均値（SD）

心身のストレス
反応平均点（SD）

比較の統計量（t／r／F）

2,289（100％）56.2（13.7）―

781（34.1％）
37.5（9.2）778（34％）
1,186（51.8％）
1,241（54.2％）
806（35.2％）
24.9（27.0）
38.9（6.3）
19.7（5.3）
56.2（13.7）

57.8（13.6）

t＝－4.16＊＊＊
r＝－.050＊
t＝.96
t＝1.90t＝5.05＊＊＊t＝4.04＊＊＊
r＝.098＊＊＊r＝.527＊＊＊
r＝.396＊＊＊r＝1

2.24（12.4） t＝－1.80
r＝－.048＊2.32（11.5） t＝2.01＊
2.11（11.4） t＝2.01＊
1.46（12.9） t＝－.82
1.38（13.1） t＝－.78
r＝－.062＊＊
r＝－.186＊＊＊
r＝－.111＊＊＊
r＝－.375＊＊＊

r＝.044＊t＝13.14＊＊＊t＝6.50＊＊＊t＝5.70＊＊＊t＝4.23＊＊＊t＝8.61＊＊＊F＝2.82＊

r＝.002.54（12.1） t＝－3.66＊＊＊
1.38（12.4） t＝－.90
1.58（12.3） t＝－.09－5.92（18.3） t＝－3.93＊＊＊
1.26（11.6） t＝－.116
1.50（11.1） F＝3.10＊
1.94（11.3）
2.03（11.1） F＝1.77
1.08（12.0）
1.51（11.7） t＝－.60
r＝.043＊
1.63（11.6） t＝－.06
1.60（11.2） F＝3.33＊＊＊.93（12.2）
1.85（11.4） F＝.52
1.34（12.0）

心身のストレス
反応平均点の変化（SD）
1.64（11.7）

比較の統計量（t／r／F）―

前年度の統制要因（T0）
性別（女性）
年齢（／歳）
独居
独身
仕事内容の変化あり
生活の変化あり
残業時間（時間／月）
仕事のストレス要因（／pt）
周囲のサポート（／pt）
心身のストレス反応（／pt）

56.6（13.4）
56.7（13.3）
57.5（14.5）
57.7（14.5）

前年度の生活習慣（T0）
通勤時間（分／片道）
食事の時間が不規則
朝食欠食あり夕食が就寝前の 1 時間以内
夕食を摂らない
野菜類を毎日食べない
飲酒頻度：毎日
飲酒頻度：機会飲酒
飲酒量：週 1～13 ドリンク
飲酒量：週 14 ドリンク以上
運動習慣なし座位行動時間（％時間／日）
寝室で朝日を浴びていない
電子ディスプレイを就寝直前に使用
電子ディスプレイを寝床のなかでも使用
夜間にカフェイン飲料を時々摂取する
夜間にカフェイン飲料を毎日摂取する

55.4（24.7）
907（39.6％）925（40.4％）249（10.9％）36（1.6％）821（35.9％）335（14.6％）
1,709（74.7％）
1,527（66.7％）
199（8.7％）
1,235（54.0％）
85.1（18.9）
1,469（64.2％）
1,047（45.7％）
697（30.4％）
1,219（53.3％）
927（40.5％）

60.6（14.1）
58.4（14.3）
60.8（15.0）
65.7（19.0）
59.4（14.1）
56.8（13.7）
55.7（13.1）
55.5（13.0）
57.5（13.3）
56.8（13.6）
57.3（13.7）
55.9（13.0）
59.1（14.0）
55.2（13.4）
57.8（14.0）

F＝4.02＊＊t＝2.26＊
r＝.014t＝5.43＊＊＊
F＝33.26＊＊＊
F＝11.52＊＊＊

前年度の睡眠（T0）睡眠の問題（PSQI）
睡眠の問題あり（PSQI 6 点以上）

6.3（2.7）
1,338（58.5％）

61.3（13.2）

r＝.569＊＊＊t＝23.97＊＊＊

r＝－.087＊＊
1.06（12.8） t＝－2.85＊＊

t 値は対照カテゴリとの対応のない T 検定による比較，r は Pearson の相関係数，F 値は対照カテゴリも含めた ANOVA によって算
出．＊：P ＜.05，＊＊：P ＜.01，＊＊＊：P ＜.001

前年度のストレス反応の点数を統制要因とした重回帰分析．なお，睡眠の問題はそれ自体が自由度調整済 R2＝.160）の結果を表 3 に示す．変数減少法で変数を縮約した結果，生活習慣（睡眠衛生）の結果としての側面をもつこと，ま心身のストレス反応の増大に関連する生活習慣要因とした，睡眠障害は本人自ら改善することは困難な要因も含まて，通勤時間（.016pt/分，β＝.034，P＝.084），食事の時れることから，説明変数に投入していない．本分析の結果

間が不規則（1.670pt，β＝.049，P＝.007），就寝前 1 時間で抽出された生活要因に関して，その回帰係数を各生活習以内の夕食（1.410pt，β＝.038，P＝.056），野菜類を毎日

慣の回答結果に乗じて合計し，合成変数（メンタルヘルス

食 べ な い（1.369pt， β＝.047，P＝.019），機会飲酒にかかわる生活習慣スコア）を作成した．この生活習慣ス（1.079pt，β＝.040，P＝.093），座位行動時間（2.382pt，

コアには各生活習慣要因が次年度のメンタルヘルス状況の

β＝.038，P＝.048），寝室で朝日を浴びていない（.954pt，

変動に与える影響量の大小が反映されている．

β＝.039，P＝.043）が検出された（F＝37.405，P＜.001，
志村・他：生活習慣・睡眠とメンタルヘルス

31

表2

次年度（T1）の心身のストレス反応に生活習慣・睡眠が与える影響の重回帰分析
モデル 1

項目

回帰

標準化

係数

係数

モデル 2

VIF

P値

回帰

標準化

係数

係数

VIF

モデル 3

P値

回帰

標準化

係数

係数

モデル 4

VIF

P値

回帰

標準化

係数

係数

VIF

P値

次年度の統制要因（T1）
性別（女性）

4.012

.133

1.142

＜.001

3.841

.128

1.184

＜.001

3.797

.126

1.098

＜.001

年齢（／歳）

－.117

－.075

1.364

＜.001

－.122

－.078

1.483

＜.001

－.108

－.069

1.376

＜.001

独居

.515

.017

1.935

.446

1.367

.045

4.412

.177

独身

－1.039

－.036

2.017

.108

－.361

－.013

4.769

.714

直近 1 年に仕事内容の変化あり

2.185

.076

1.092

＜.001

1.979

.069

1.145

＜.001

2.051

.072

1.097

＜.001

直近 1 年に生活の大きな変化あり

2.262

.075

1.053

＜.001

2.145

.071

1.117

＜.001

2.162

.072

1.079

＜.001

残業時間（時間／月）

－.015

－.025

1.169

.150

－.003

－.005

1.352

.794

仕事のストレス要因（／pt）

.894

.418

1.399

＜.001

.868

.406

1.908

＜.001

.893

.418

1.342

＜.001

周囲のサポート（／pt）

.526

.197

1.303

＜.001

.423

.158

1.873

＜.001

.418

.156

1.793

＜.001

次年度の生活習慣（T1）
通勤時間（分／片道）

.030

.052

1.167

.002

.027

.047

2.724

.072

.025

.045

1.088

.007

食事の時間が不規則

3.238

.095

1.455

＜.001

2.614

.077

1.863

＜.001

2.784

.082

1.680

＜.001

3.288

.093

1.202

＜.001

－1.281

－.039

1.027

.014

朝食欠食あり

.312

.011

1.226

.545

－.138

－.005

2.052

.835

夕食が就寝前の 1 時間以内

1.023

.023

1.094

.164

.951

.022

1.240

.221

夕食を摂らない

2.739

.022

1.027

.177

3.007

.024

1.079

.145

野菜類を毎日食べない

3.348

.094

1.250

＜.001

2.862

.081

1.637

＜.001

飲酒頻度：毎日

.346

.007

2.881

.788

.379

.008

4.181

.805

飲酒頻度：機会飲酒－1.397

－.043

3.149

.128

－1.041

－.032

4.190

.322

飲酒量：週 1～13 ドリンク

.539

.018

2.662

.490

1.079

.036

3.341

.214

飲酒量：週 14 ドリンク以上

.987

.019

2.155

.417

1.070

.021

2.702

.429

運動習慣なし

.121

.004

1.068

.797

.142

.005

1.441

.794

座位保持時間（％時間／日）

4.232

.056

1.065

.001

2.151

.028

1.619

.158

寝室で朝日を浴びていない

1.815

.061

1.027

＜.001

1.289

.043

1.341

.018

1.667

.056

1.035

＜.001

電子ディスプレイを就寝直前に使用

1.596

.056

1.640

.006

1.323

.046

1.877

.033

1.377

.048

1.655

.018

電子ディスプレイを寝床のなかでも使用

2.272

.072

1.766

.001

1.161

.037

2.299

.128

1.214

.038

2.114

.096

夜間にカフェイン飲料を時々摂取する

.401

.013

1.597

.510

.402

.013

1.692

.518

夜間にカフェイン飲料を毎日摂取する

1.786

.062

1.609

.002

1.609

.056

1.894

.011

1.423

.049

1.024

.002

－.032

1.269

.075

前年度の統制要因（T0）
性別（女性）

3.979

.132

1.142

＜.001

―

年齢（／歳）

－.154

－.099

1.417

＜.001

―

独居

.513

.017

1.950

.507

－1.044

－.035

4.507

独身

－.337

－.012

2.056

.654

－.659

－.023

4.768

.505

.902

.032

1.079

.099

.141

.005

1.136

.771

直近 1 年に仕事内容の変化あり

.303
－.904

直近 1 年に生活の大きな変化あり

1.632

.055

1.079

.004

1.115

.037

1.136

.027

1.183

.040

1.099

.017

残業時間（時間／月）

－.016

－.031

1.120

.112

－.018

－.034

1.289

.056

－.016

－.031

1.092

.065

仕事のストレス要因（／pt）

.583

.260

1.375

＜.001

.053

.024

1.867

.274

周囲のサポート（／pt）

.483

.179

1.280

＜.001

.173

.064

1.865

.003

.201

.075

1.617

＜.001

通勤時間（分／片道）

.033

.057

1.186

.005

－.001

－.001

2.709

.962

食事の時間が不規則

3.354

.098

1.452

＜.001

1.208

.035

1.862

.101

1.573

.046

1.595

.021

朝食欠食あり

.640

.022

1.223

.279

.438

.015

2.036

.505

4.622

.061

1.066

＜.001

1.828

.059

1.370

.001

前年度の生活習慣（T0）

夕食が就寝前の 1 時間以内

1.782

.039

1.094

.043

.190

.004

1.250

.815

－2.600

－.023

1.049

.228

－1.627

－.014

1.123

.398

野菜類を毎日食べない

2.308

.065

1.244

.001

.524

.015

1.616

.460

飲酒頻度：毎日

1.546

.034

2.892

.284

.281

.006

4.144

.850

飲酒頻度：機会飲酒

.420

.013

3.176

.696

.001

.000

4.162

.999

飲酒量：週 1～13 ドリンク

－.228

－.008

2.570

.798

－1.056

－.035

3.312

.226

飲酒量：週 14 ドリンク以上

.310

.006

2.101

.818

－.107

－.002

2.707

.936

運動習慣なし

.469

.016

1.050

.384

.145

.005

1.410

.787

座位行動時間（％時間／日）

4.165

.055

1.073

.004

3.551

.047

1.608

.020

寝室で朝日を浴びていない

1.828

.061

1.030

.001

.759

.026

1.331

.162

電子ディスプレイを就寝直前に使用

.604

.021

1.671

.375

－.186

－.007

1.891

.765

電子ディスプレイを寝床のなかでも使用

1.919

.062

1.822

.013

1.633

.053

2.372

.031

夜間にカフェイン飲料を時々摂取する

.389

.013

1.598

.578

－.419

－.014

1.701

.500

夜間にカフェイン飲料を毎日摂取する

.966

.033

1.638

.158

－.023

－.001

1.935

.972

夕食を摂らない

F＝64.092（P ＜.001）

F＝26.641（P ＜.001）

F＝34.870（P ＜.001）

F＝82.449（P ＜.001）

自由度調整済み R2＝.418

自由度調整済み R2＝.226

自由度調整済み R2＝.425

自由度調整済み R2＝.428

モデル 1：次年度の生活習慣・統制要因と次年度のストレス反応との関連を分析したモデル
モデル 2：前年度の生活習慣・統制要因が次年度のストレス反応に与えている影響を分析したモデル
モデル 3：次年度および前年度の生活習慣・統制要因が次年度のストレス反応に与えている影響を分析したモデル
モデル 4：モデル 3 について変数減少法（除去基準：P ＜.01）にて変数の選択を行ったモデル

32

精神経誌（2023）第 125 巻 第 1 号

表3

心身のストレス反応の変動に前年度の生活習慣が与える影響の重回帰分析
全変数使用（強制投入）
回帰
係数

標準化
係数

VIF

P値

変数減少法モデル
回帰
係数

標準化
係数

VIF

P値

1.998
－.088

.081
－.069

1.066
1.177

＜.001
＜.001

.128
－.360

.058
－.423

1.277
1.270

.007
＜.001

.016
1.670

.034
.049

1.152
1.055

.084
.007

1.410

.038

1.026

.056

1.369
1.747
1.079

.047
.046
.040

1.111
1.599
1.566

.019
.056
.093

2.382
.954

.038
.039

1.025
1.021

.048
.043

前年度の統制要因（T0）
性別（女性）
年齢（／歳）
独居
独身
直近 1 年に仕事内容の変化あり
直近 1 年に生活の大きな変化あり
残業時間（時間／月）
仕事のストレス要因（／pt）
周囲のサポート（／pt）
心身のストレス反応（／pt）

2.000
.081
－.088 －.069
.876
.036
－.073 －.003
.453
.019
.466
.019
－.013 －.030
.045
.025
.115
.052
－.375 －.439

1.163 ＜.001
1.423
.003
1.934
.184
2.056
.909
1.081
.331
1.084
.340
1.101
.143
1.631
.316
1.670
.020
1.367 ＜.001

.020
.042
.599
.021
.385
.016
1.324
.035
－5.278 －.056
.986
.034
1.525
.040
.928
.035
.254
.010
.393
.009
.238
.010
2.861
.046
.939
.039
－.566 －.024－.743 －.029
.154
.006
.526
.022

1.184
1.008
1.125
1.075
1.042
1.169
2.893
3.178
2.570
2.098
1.037
1.064
1.025
1.676
1.851
1.597
1.639

前年度の生活習慣（T0）
通勤時間（分／片道）
食事の時間が不規則
朝食欠食あり夕食が就寝前の 1 時間以内
夕食を摂らない
野菜類を毎日食べない
飲酒頻度：毎日
飲酒頻度：機会飲酒
飲酒量：週 1～13 ドリンク
飲酒量：週 14 ドリンク以上
運動習慣なし座位行動時間（％時間／日）
寝室で朝日を浴びていない
電子ディスプレイを就寝直前に使用
電子ディスプレイを寝床のなかでも使用
夜間にカフェイン飲料を時々摂取する
夜間にカフェイン飲料を毎日摂取する

F＝17.060（P ＜.001）
自由度調整済み R2＝.159

3．交差遅延効果モデル
生活習慣スコアや睡眠と心身のストレス反応との因果関

.042
.358
.445
.078
.004
.111
.215
.311
.739
.733
.604
.020
.048
.330
.262
.796
.367

F＝37.405（P ＜.001）
自由度調整済み R2＝.160

ス反応が将来の睡眠の問題を予測する度合い（.076，P＝.001）よりも大きいことが明らかになった．

係を検討するために交差遅延効果モデルを作成し，その効

図 4 は睡眠と生活習慣を 1 つの概念として潜在変数化し果量を検討した結果を図 2～4 に示す．図 2 および図 3 のたうえで，心身のストレス反応との関連を示した結果を示

モデルは飽和モデルであり，パス解析のモデル適合度は飽し て い る． 本 モ デ ル の 適 合 度 指 標 はχ2＝2 . 3 9 5（P

和している．

＝.494），GFI＝1.000，AGFI＝.998，CFI＝1.000，NFI

図 2 は生活習慣スコアと心身のストレス反応との関連を＝.999，RMSEA＝.000 と良好であり，Good Fit であった．

示す．過去の生活習慣は将来の心身のストレス反応を予測

ここで，過去の生活習慣と睡眠の問題は将来の心身のストし（標準化パス係数＝.075，P＜.001），それは過去の心身レス反応を強く予測する一方で（.322，P＜.001），過去ののストレス反応が将来の生活習慣スコアを予測する度合い

心身のストレス反応は将来の生活習慣と睡眠の問題を有意（.052，P＝.001）よりも大きいことが明らかになった．

に予測しないことが示された（－.024，P＝.817）．このモ

図 3 は睡眠の問題（PSQI）と心身のストレス反応との関連を示す．過去の睡眠の問題は将来の心身のストレス反応を予測し（.154，P＜.001），それは過去の心身のストレ
志村・他：生活習慣・睡眠とメンタルヘルス

デルは将来の心身のストレス反応の変動の 46.0％を説明した．
心身のストレス反応得点の下位スコアである活気，イラ
33生活習慣スコア（前年度：T0）.281＊＊＊.638＊＊＊

生活習慣スコア（次年度：T1）.075＊＊＊.181＊＊＊.052＊＊

心身のストレス反応（前年度：T0）

心身のストレス反応（次年度：T1）.622＊＊＊

R2＝.419図2

交差遅延効果モデルによる生活習慣と心身のストレス反応の経時的分析

図中の数値は標準化パス係数を示す．＊＊：P ＜.01，＊＊＊：P ＜.001

PSQI（前年度：T0）.564＊＊＊.603＊＊＊

PSQI（次年度：T1）

＊＊＊

.154

.439＊＊＊.076＊＊＊

心身のストレス反応（前年度：T0）

心身のストレス反応（次年度：T1）.556＊＊＊

R2＝.430

図3

交差遅延効果モデルによる睡眠と心身のストレス反応の経時的分析

図中の数値は標準化パス係数を示す．＊＊＊：P ＜.001

イラ，疲労感，不安，抑うつ，身体愁訴についても，それが有意に将来のメンタルヘルスの状況に影響を与えるこ

ぞれ交差遅延効果モデルを作成してパス係数を算出した結と，それらは諸要因を調整してもなお有意であること，時果を表 4 に示す．生活習慣・睡眠の問題は次年度の活気

系列を利用した解析によって，生活習慣や睡眠の問題は不（標準化パス係数＝.213），イライラ（.174），疲労（.300），

調の結果として生じるのではなく，不調の原因となる側面

不安（.255），うつ（.253），身体愁訴（.227）のいずれをのほうが大きいこと，そして，その効果量はそれぞれの要も有意に予測し（P＜.001），生活習慣と睡眠と分けた場合

因によって大小があることが明らかとなった．

でも同様の結果を示し，その度合いは，いずれも過去のメ

本研究において，パス解析による交差遅延効果モデル

ンタルヘルスの状況が将来の生活習慣と睡眠の問題を予測

は，次年度の心身のストレス反応の変動の約 46.0％を説明する度合いよりも大きい係数を示した．

していたが，これらは前年度の心身のストレス反応のベー
スラインと，前年度の生活習慣と睡眠の問題から予測されⅣ．考察るものであった．特に，前年度の生活習慣が次年度の心身のストレス反応に与える影響は，ベースラインの心身のス

本研究は，一般のオフィスワーカーにおいて，生活習慣

トレス反応が次年度の心身のストレス反応に与える影響と睡眠の問題がメンタルヘルスに与えている影響を，仕事と，あまり遜色がない効果の大きさをもつことが示されての状況なども調整したうえで包括的かつ縦断的に調査しおり，生活習慣と睡眠の問題がメンタルヘルスに与える影

た，世界的にも初めての研究である．さらに，因果関係の響は大きいことを示している．さらに，生活習慣と睡眠の効果量についても統計的に推定を行った点が本研究の強み

問題は前年度の不調の結果として生じているわけではないである．分析の結果からは，複数の生活習慣や睡眠の問題ことも示されており，生活習慣と睡眠の問題は独立した要34

精神経誌（2023）第 125 巻 第 1 号

.622＊＊＊

生活習慣スコア（前年度：T0）

生活習慣スコア（次年度：T1）.511＊＊＊

PSQI（前年度：T0）.757＊＊＊.388＊＊＊.744＊＊＊.520＊＊＊.214＊＊＊＊＊.366

生活習慣・睡眠
（前年度：T0）

PSQI（次年度：T1）.322***

生活習慣・睡眠（次年度：T1）.653＊＊＊－.024 （ns.）

心身のストレス反応（前年度：T0）.404＊＊＊

心身のストレス反応（次年度：T1）
R2＝.460

図4

交差遅延効果モデルによる生活習慣・睡眠と心身のストレス反応の経時的分析

図中の数値は標準化パス係数を示す．＊＊：P ＜.01，＊＊＊：P ＜.001モデル適合度：GFI＝1.000，AGFI＝.998，CFI＝1.000，NFI＝.999，RMSEA＝.000

因であることがわかった．

な差を生じなかったが，食事時間の規則性や就寝直前の夕

メンタルヘルス不調の一次予防の重要性は論を俟たない

食はメンタルヘルス不調と関連した．食事時間の規則性はが，その具体的な方法論は発展途上であるところ，本研究

体内時計を整える観点から心身の健康に重要である可能性の結果から，生活習慣と睡眠の改善が重要な役割を果たせが示唆されており19,50,57），それと整合的な結果である．就る可能性が示唆された．また，生活習慣や睡眠で改善すべ

寝直前の夕食はわずかに有害である可能性があった．なき問題が多岐にわたる場合でも，本結果から明らかになっお，適切な夕食時刻については既存研究に乏しく，就寝 3

たそれぞれの係数を参照することで，よりメンタルヘルス

時間前以内の摂食が胃食道逆流症と関連するなどの知見が不調に与えている影響が大きいと考えられる項目へ優先的知られている14）などにとどまる．飲酒に関しては，機会飲に対処することも可能であり，メンタルヘルスの改善につ

酒は横断的には低いストレス反応との関連が見いだされたなげるために保健指導として，本知見が有用となる可能性

ものの，多変量解析で経時的にみた場合は，機会飲酒も毎がある．

日の飲酒も，いずれも将来のメンタルヘルスを悪化させる

既存の研究でもメンタルヘルスとの関連が示されているという，横断面と縦断面で背反する結果を示した．横断的もの，あるいは，あまり注目されていないものとメンタルにみた場合には，メンタルヘルスに問題がない者は飲酒のヘルスとの関係が本研究では明らかになった．

機会も多く確保される，あるいはアルコールをある程度の食 事 に 関 し て は， 野 菜 類 と メ ン タ ル ヘ ル ス と の 関

量飲むことができるということを意味している可能性があ

27～29,32,36～38）

は，本研究でも，その摂取頻度を把握するる．一方，縦断的にみた場合には，アルコールの摂取はメだけであっても差が見いだされた．野菜類に多く含まれる

ンタルヘルスに望ましくない影響を与えていた．これは，葉酸の欠乏はうつを引き起こすこと，逆に，継続的な摂取

飲酒は用量依存的に健康リスクが生じ，健康的な飲酒適正

連

1,4）

などとも整合的量はゼロであるとする近年の結果16）と整合的である．まである．野菜類がメンタルヘルスに与える影響には，高血た，飲酒量ではなく飲酒頻度が有意な要因として検出されでうつの発症リスクが低下しうること
20）

糖の予防効果や腸内環境の改善効果など，他にも多くのており，飲酒頻度の多さ（休肝日の少なさ）が将来の死亡機序があると考えられる．また，食事の内容のみならず，率と関係する34）というコホートの結果とも類似である．ア

そのタイミングの重要性も示された．抑うつとの関連が示

ルコールは神経新生の阻害7）などを生じる．高頻度の飲酒

唆されている朝食の欠食39）は本研究の多変量解析で有意は脳が常にアルコールに曝露している状態を作り出し，回

志村・他：生活習慣・睡眠とメンタルヘルス

35

表4

交差遅延効果モデルにより推定された各変数間の因果関係の影響量
心身の
ストレス
反応

下位メンタルヘルス項目
活気

イライラ

疲労

不安

抑うつ

身体愁訴

生活習慣のみモデル
前年度の生活習慣とメンタルヘルス
項目との相関

.281
.203
.164
.224
.190
.213
.263
（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）

次年度の生活習慣とメンタルヘルス
項目との相関

.181
.117
.134
.174
.124
.124
.164
（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）

前年度の生活習慣が次年度のメンタ
ルヘルス項目へ与える影響

.075
.086
.077
.086
.099
.080
.061
（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）

前年度のメンタルヘルス項目が次年度の生活習慣へ与える影響

.052
.034
.028
.051
.035
.043
.057
（P ＝.001）（P ＝.035）（P ＝.084）（P ＝.002）（P ＝.031）（P ＝.009）（P ＜.001）

睡眠のみモデル
前年度の睡眠の問題とメンタルヘル
ス項目との相関

.564
.346
.308
.403
.392
.472
.528
（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）

次年度の睡眠の問題とメンタルヘル
ス項目との相関

.439
.239
.250
.313
.270
.371
.378
（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）

前年度の睡眠の問題が次年度のメン
タルヘルス項目へ与える影響

.154
.122
.108
.182
.160
.163
.124
（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）

前年度のメンタルヘルス項目が次年度の睡眠の問題へ与える影響

.076
.053
.034
.050
.049
.038
.074
（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＝.043）（P ＝.004）（P ＝.005）（P ＝.037）（P ＜.001）

生活習慣・睡眠合成モデル
前年度の生活習慣・睡眠とメンタルヘルス項目との相関

.749
.493
.423
.553
.516
.593
.688
（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）

次年度の生活習慣・睡眠とメンタルヘルス項目との相関

.659
.351
.396
.509
.384
.464
.563
（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）

前年度の生活習慣・睡眠が次年度のメンタルヘルス項目へ与える影響

.322
.213
.174
.300
.255
.253
.227
（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）（P ＜.001）

前年度のメンタルヘルス項目が次年度の生活習慣・睡眠へ与える影響

－.021
.002
.－013
.000
－.007
－.058
－.003
（P ＝.817）（P ＝.964）（P ＝.763）（P ＝.994）（P ＝.893）（P ＝.273）（P ＝.962）モデル適合度Good Fit

Good Fit

Good Fit

Good Fit

Good Fit

Good Fit

Good Fit

数値は交差遅延効果モデルにおけるそれぞれの標準化パス係数あるいは相関係数を表す

復する間もなく脳に器質的ダメージを与え続けてしまい，れた．単変量解析では有意な差を生じず，多変量解析で差結果的にメンタルヘルスを損なう可能性がある．

が生じたのは興味深い結果であり，統制要因の調整がその運動習慣は本調査ではごくわずかな効果量しか見いだせ

真の効果量を表した可能性がある．すなわち，身体的負荷なかった．運動の精神的健康に与える影響は限定的であるを伴う業務が過多となったり，長い通勤時間を強いられたとの既存研究もあり

18），複数の生活習慣を調整した本研究で有意な差が生じなかったのはその寄与度の小ささを反映りした場合，座位行動は減少しうるが，ストレス要因自体は増大する．この調整が重要であった可能性がある．

している可能性もある．一方で，運動習慣の有無しか尋ね

睡眠と睡眠衛生として知られる項目もメンタルヘルスになかった本研究の限界も示唆される．学生を対象としたコ

関連する重要な因子として検出された．遮光カーテンや雨

54）

33）

が将来のメン戸の使用や，日当たりが悪いなどで，寝室で朝日を浴びな

タルヘルスの状況を予測することを示しており，運動についこと，また，就寝直前あるいは寝床のなかで電子デバイ

いてはさらなる検討が今後必要である．一方で，抑うつとスのディスプレイを使用すること，夜間にカフェイン飲料

ホート調査

は運動，喫煙，社会的リズム

52）

は，本研究では多を摂取することは，睡眠の問題と関連することが示されて変量解析を通じてメンタルヘルス不調に与える影響が示さいる47）．本研究でもこれらの項目は前年度および次年度のの関連が知られている座位行動の多さ

36

精神経誌（2023）第 125 巻 第 1 号

心身のストレス反応との関連では有意であったが，睡眠と本研究には複数の限界が含まれる．第 1 に，本調査は質統制要因を調整すると，就寝直前あるいは寝床のなかでも問紙調査であり，得られたデータは客観的に測定されたも電子デバイスのディスプレイを使用すること以外の有意性のではない．食事，運動，睡眠習慣は，いずれも本人申告が消失した．ストレス反応には睡眠を介して間接的に影響による主観的データであり，値の不正確さを内包していすると考えられることから，直接的には弱い関連しか示さる．このため，統計解析で得られた数値にも不正確さが残なかったことなどが要因として考えられる．しかしこれは存する．第 2 に，本研究では影響力の推定に単純な多変量

これらの項目の重要性を否定するものではない．睡眠の問の回帰分析を用いている．多岐にわたる項目を説明変数と題自体が心身のストレス反応に対して非常に影響の大きなして分析しており，統計的にαエラーや過学習，多重共線因子であったことから，睡眠に問題がある者は，これらの性を生じやすい構造にある．多岐にわたる生活習慣項目を項目の改善は重要であると考えられる．睡眠の問題は，そ同時に検討するために多くのサンプルを確保しており，まれ自体も仕事のストレスの結果として引き起こされる場合

た，複数年度の同一項目を同時に投入した重回帰分析のモがあるが21,23,35），全体としてみた場合にはその影響は比較

デルでも variance inflation factor（VIF）は許容可能な範的限定的であり，過去の横断研究は，仕事のストレスや周囲であったが，統計手法としてのリスクが原理的に存在す

囲のサポートが睡眠の問題を説明する程度は約 14％に過る．第 3 に，メンタルヘルスに影響を与える可能性が既存ぎないことを明らかにしている46）．本研究で，睡眠の問題

研究で示唆されているにもかかわらず，今回十分に確認では，不調の結果というより，不調の原因となっている度合

きていない生活習慣があり，それらは評価ができていなのほうが 2 倍程度大きいことが示された．睡眠の改善は，い．項目としては例えば，喫煙，口腔衛生，文化的活動へ

将来のメンタルヘルス不調の予防に重要である可能性が高の参加，社会的つながり，ソーシャルリズム，読書習慣，

31），ホワイトワーカーの趣味の有無，間食の有無，プロバイオティクス食品の摂取，45％ は睡眠の問題を有しているとされ，睡眠の問題の改ω3 脂肪酸を含む不飽和脂肪酸の摂取，鉄分や亜鉛の摂取，善によるメンタルヘルス不調の改善余地は非常に大きい．

外食頻度，高度に精製された穀物類の摂取，スナック菓子

本研究で得られた重要な結果の 1 つに，経時的にストレの摂取，清涼飲料水の摂取，インターネットや SNS の利ス反応を増加させてしまう，あるいは，減少させる生活習用，ゲーム時間，テレビやメディアの視聴時間などがある．

慣と，その度合が同定できたことが挙げられる．最終的にまた，質問項目の妥当性の問題もある．例えば運動に関し抽出された要因には，本分析では，その影響量（回帰係数）ても本調査では単純に運動習慣の有無でしか評価ができての大きい順に，毎日の飲酒，食事の時間が不規則，就寝 1いなかったり，食事習慣についても本研究で独自に作成さ時間前以内の夕食，野菜類を毎日食べないこと，機会飲酒，れた質問項目で評価を行っていたりするなど，信頼性や正寝室で朝日を浴びていないこと，が挙げられ，また，座位確性に欠ける部分がある．将来，これらも含めた調査が改保持時間と通勤時間の長さには用量依存的な弊害が認めらめて行われることが望まれる．最後に，本研究は統計的にれた．例えば，片道 120 分の通勤時間は，毎日の飲酒と同は因果関係を推定しえたものの，これはあくまで推定値で等程度のメンタルヘルス悪化リスクをもたらすと推算されあり，実際の介入研究に代わるものではない．このため，る．労働者がこれらの要因を複数もっていた場合，本人に

今後は実際に生活習慣や睡眠に焦点をあてた指導を行う無とっての改善のしやすさも勘案しながら，係数の大きい項

作為化比較対照試験を実施することなどを通じて，生活習

目の改善を優先的に促すことで，ある種の行動療法とし

慣や睡眠の改善がメンタルヘルスに与える影響をより正確て，効率的に将来のメンタルヘルスの問題を軽減できる可に評価することが必要であると思われる．

い． な お， 日 本 人 全 体 の 2 割
10）

能性がある．また，一般的には健康に関連する生活習慣として「食事，運動，休養（睡眠），飲酒，喫煙，口腔衛生」

お わ り にが挙げられる．このうち後述のように本研究では「食事，運動，休養（睡眠），飲酒」のみを調査しているという限界

生活習慣と睡眠の問題は有意にその年および翌年の心身があるが，この項目のなかでは，食事と休養と飲酒の影響のストレス反応やその増減と関連していた．これらは仕事がメンタルヘルスの変動に与える影響が大きいことが示さのストレス要因や周囲のサポートを調整したうえでも有意れた．

であり，生活習慣と睡眠の問題は職務要因とは独立してオ

志村・他：生活習慣・睡眠とメンタルヘルス

37フィスワーカーのメンタルヘルスに影響を与えていることが示された．縦断調査とその解析結果は，過去のストレス反応が現在の生活習慣や睡眠の問題を予測するのではな
く，過去の生活習慣や睡眠の問題が現在のストレス反応を予測することを示した．メンタルヘルスとかかわる生活習
慣や良好な睡眠は，将来の良好な心理的状態を生み出す資産やレジリエンスとしての働きをもち，その改善は，心理療法や薬物療法とは別の側面からの，メンタルヘルスケア
や一次予防の方策の 1 つとなる可能性がある．
利益相反
本研究ならびに本研究に続いて実施された調査をもとにした，複数の生活習慣と睡眠の状況からメンタルヘルスの状況および推移を予測し，また，優先順位をつけて改善策を提示する仕組みを，学校法人東京医科大学は特許出願（特願 2021‒83372）している．志村は，住友ファーマ株式会社，エーザイ株式会社から本研究とは関係のない講演費を得ており，また，株式会社こどもみらいの役員である．石橋は，株式会社こどもみらいから産業医としての報酬を本研究とかかわりなく受けている．西川は，医療法人社団東京桜十字の役員を本研究とかかわりなく努めている．井上は，持田製薬株式会社，武田薬品工業株式会社，日本イーライリリー株式会社，ヤンセンファーマ株
式会社，MSD 株式会社，大正製薬株式会社，吉富薬品株式会社，小野薬品工業株式会社，大塚製薬株式会社，住友ファーマ株式会社，田辺三菱製薬株式会社，共和薬品工業株式会社，ファイザー株式会社，
塩野義製薬株式会社，ツムラ株式会社，ノバルティスファーマ株式会
社，エーザイ株式会社，第一三共ヘルスケア株式会社，Meiji Seika
ファルマ株式会社から本研究とは関係のない講演費を得ており，また，ファイザー株式会社，ノバルティスファーマ株式会社，田辺三菱製薬株式会社のアドバイザリーボードを本研究とかかわりなく務めている．その他の著者には開示すべき利益相反はない．
謝

辞

本研究は日本精神神経学会の 2020 年度精神神経学雑誌投稿奨励賞を受けた．また，本研究は JSPS 科研費 JP20K07955 の助成
を受けた．

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精神経誌（2023）第 125 巻 第 1 号

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A Longitudinal Study on Psychosomatic Stress Reactions：
Possible Roles of Lifestyle and Sleep in Resilience
Akiyoshi SHIMURA1‒3）, Yoshiki ISHIBASHI3,4）, Katsunori YOKOI3,5）, Tomoki NISHIKAWA2）,
Shohei MISAKI2）, Asami OSHIMA2）, Yuka IMAIZUMI6）, Yuji FURUI7）, Takeshi INOUE1）
1）Department of Psychiatry, Tokyo Medical University2）Sakurajyuji Medical Corporation3）Department of R & D, Children and Future Ltd.
4）Department of Preventive Medicine and Public Health, Keio University School of Medicine5）School of Medicine, International University of Health and Welfare6）School of Medicine, Tokyo Medical University7）Institute for Future Initiatives, the University of Tokyo［Introduction］Although mental health care is important, at present, effective preventative methods for mental disfunction are underdeveloped. Mental health problems can be causedby psychological factors such as job stressors and stressful life events. Recently, the associationof lifestyle and sleep with mental health has gained attention；however, few studies have comprehensively investigated multiple lifestyle factors and sleep while controlling for job stressors
in office workers. We performed a longitudinal study to clarify the effects of lifestyle and sleep
factors on the mental health of office workers.
［Materials and Methods］In 2017, 3,314 employees from 17 companies were invited toparticipate in the survey. Complete responses and informed consent were provided by 2,905
participants, and of those, 2,289 participants answered the survey again in 2018. The effects ofthe participants’ lifestyle and sleep on their current psychosomatic stress reactions were analyzed by multiple linear regression and a cross‒lagged model by structural equation modeling.
［Results］When controlled for job stressors or social support, commuting time, irregular
mealtimes, not eating vegetables daily, alcohol intake, not seeing morning sunlight in the bedroom, dinner within 1 hour before bedtime, using electronic devices before bed or in bed, nighttime caffeine intake, and sedentary behavior were associated with changes in psychosomaticstress reactions. The cross‒lagged model demonstrated that the degree of estimation from a participant’s previous lifestyle factors or sleep disturbance to current stress reactions were greaterthan that from previous stress reactions to current lifestyle factors or sleep disturbance.
［Conclusion］Lifestyle problems and sleep disturbance led to psychosomatic stressresponses independently from controlling factors such as job stressors. Therefore, improving
lifestyle factors and sleep factors associated with stress reactions may be a primary prevention
method for mental health dysfunction.
Authors’ abstract
Keywords

lifestyle, sleep, resilience, mental health, preventative medicine

志村・他：生活習慣・睡眠とメンタルヘルス

41