第67巻第11号「厚生の指標」2020年 9 月

投稿

主観的経済状況と幼児の未処置う蝕の関連－仙台市認可保育所における横断研究－
カマ ダ

ユ カ

鎌田 由香＊
目的

保護者の経済状況と幼児の未処置う蝕の関連とその要因について検討した。

方法

平成27年10月～12月に，仙台市内の保育所に通う ４ 歳児の保護者を対象として，質問紙調査を実施した。経済的なゆとりを「ゆとりあり」「どちらともいえない」「あまりゆとりはない」「全くゆとりはない」に分類した。処置をしたう蝕のある者とう蝕のない者を「未処置う蝕なし」，未処置う蝕のある者を「未処置う蝕あり」とした。食物摂取頻度調査から主成分分析を行って，同定された食事パターンを使用した。経済状況を説明変数，未処置う蝕を従属変数とした多変量ロジスティック回帰分析を用い，オッズ比（95％信頼区間）を算出した。

結果

調査対象2,738人のうち解析対象は1,948人であった。経済状況は「ゆとりあり」30.6％，「どちらともいえない」32.1％，「あまりゆとりはない」28.9％，「全くゆとりはない」8.4％であった。
「未処置う蝕あり」の幼児は309人で，経済的な「ゆとりあり」23.6％，「どちらともいえない」30.4％，「あまりゆとりはない」31.4％，「全くゆとりはない」14.6％であった（ｐ＜0.001）。
多変量ロジスティック回帰分析の結果，「ゆとりあり」を基準としたオッズ比は「どちらともいえない」1.37（0.94-1.98），「あまりゆとりはない」1.35（0.92-1.97），「全くゆとりはない」
2.17（1.32-3.58）であった（ｐ＝0.006）。未処置う蝕に影響を与える因子は，「遅い起床時間・遅い就寝時間」1.52（1.05-2.21），「幼児と保護者朝食欠食あり」1.79（1.22-2.64），「第 ２ 食事パターン（甘い食品や飲料，インスタント食品が多い）」1.24（1.10-1.41）であった。
結論

経済状況が厳しい保護者の子どもは，未処置う蝕の有症率が高かった。幼児の起床・就寝時
間，朝食欠食やインスタント食品が多い食事などは，経済状況に関わらず未処置う蝕の有症率と関連していた。従って，幼児の未処置う蝕を減らしていくためには，経済状況の改善は重要であるが，それと同時に基本的な生活習慣の形成と，食事全体の質に着目した栄養の教育が重要であると考えられた。

キーワード

主観的経済状況，幼児，未処置う蝕，起床・就寝時間，朝食欠食，食事パターン

Ⅰ 緒

言

乳歯から永久歯へ生え替わり始まる時期と重なり2），乳歯のう蝕は萌出した永久歯のう蝕にもう蝕は，世界的に最も一般的な口腔疾患であ影響すること3）を考慮すると，幼児においてうる。平成28年度歯科疾患実態調査（厚生労働蝕があるにもかかわらず適切な処置が行われな

省）によると，う蝕を有する 4 ～ 5 歳児におけい状況は好ましくない。

る未処置幼児は，処置を完了した幼児の 2 倍程

これまでに，幼児の未処置う蝕と関連する親度であることが報告されている 。この時期はの要因が数多く報告されている4）-6）。一般的に，

1）

親が低学歴の場合や，非賃金労働者は，そうで＊宮城学院女子大学食品栄養学科准教授

ない場合と比較すると，経済的に厳しい状況に― 1 ―第67巻第11号「厚生の指標」2020年 9 月

あることが多い7）。しかし，経済状況の厳しさ

Ⅱ 方が，幼児のう蝕を未処置のままにされることにつながっているのか，十分に明らかにされてい法（ 1 ） 調査方法

るとはいえない。
幼児のう蝕が未処置の状態にある場合には，調査は，平成27年10月～12月，仙台市内の認う蝕に罹患する要因と，う蝕を処置していない

可保育所146カ所のうち，調査に参加協力が得

要因の 2 つがある。罹患については，歯科的なられた保育所143カ所に通う 4 歳児クラスに在予防や食事内容や食行動が直接的な要因になる

籍する幼児の保護者2,738人を対象に，質問紙

可能性がある。甘い食品や飲料が多い8），噛み調査を実施した。

ごたえのある食品が少ない ，朝食欠食
8）

など

9）10）

の食習慣，あるいは遅い就寝・起床時間11）12）な（ 2 ） 調査項目

どの生活習慣，甘い物を与えやすい環境にある

幼児の性別，月齢，同居家族の続柄，幼児の祖父母の同居や出生順第二子以降など世帯の状兄弟姉妹，記入者の主観による経済的な暮らし況13），男子13），さらに，フッ化物等の利用に代向き，各保育所で実施された歯科健康診査結果表されるう蝕を予防する行動の有無9）11）-15）が報を踏まえて「過去に処置をした歯を除いた現在

告されており，これらの因子がう蝕を有する割のむし歯（う蝕）」の有無について回答を求め合に影響を与えている可能性がある。例えば，た。経済的な暮らし向きを「ゆとりあり」「ど経済的にゆとりのない保護者は，仕事と子育て

ちらともいえない」「あまりゆとりはない」「全に追われるなかで，安価な食材への依存，バラ

くゆとりはない」に分類した。世帯の状況をンスやう蝕予防に配慮した食事を考える余裕の「夫婦と子ども世帯」「ひとり親世帯」「三世代欠如などが考えられる。実際，12カ国の多国籍世帯」「その他の世帯」に分類し，兄弟姉妹が横断研究によると，国内の社会経済的地位の低ある場合は，「第一子」「第二子以降」に分類し下は，子どもの「不健康な食事パターン」と強た。処置をしたう蝕のある者とう蝕のない者をく関連することが示されている16）が，わが国で「未処置う蝕なし」，未処置う蝕のある者をはこれらの要因が保護者の経済状況と関連して「未処置う蝕あり」とした。う蝕予防のためにいるかどうかは明らかになっていない。

行っているまたは行ったことのある項目につい一方，幼児のう蝕が未処置のまま放置されるて，「歯磨き剤を使用」「フッ化物の溶液で洗状況としては，経済的にゆとりのない保護者の口」「フッ化物を歯に塗布」「シーラントをし場合は，時間的なゆとりがないために，幼児をた」から複数選択により回答を求めた。

適切に歯科受診させていない可能性がある。こ平成27年度乳幼児栄養調査に使用された食物のように，幼児の場合には保護者の行動が重要

摂取頻度調査票18）19）を用いて，①穀類，②魚，であると考えられる。興味深いことに，健康的③肉，④卵，⑤大豆・大豆製品，⑥野菜，⑦果

な食知識や食行動には，主観的な経済状況の方

物，⑧牛乳・乳製品，⑨お茶など甘くない飲料，が，客観的な経済状況の指標である世帯の年間⑩果汁など甘味飲料，⑪菓子など甘味食品，⑫

収入よりも，関連が強いことが報告されていインスタントラーメンやカップ麺，⑬ファスト

る 。これは，経済状況に対する認識の方が，フードについて，保育所の給食を含めた摂取頻保護者の行動に強く反映され，幼児の未処置う度について回答を求めた。これをもとに，「毎蝕の有症率に影響を与えている可能性がある。

日 2 回以上＝ 2 」「毎日 1 回＝ 1 」「週に 4 ～ 6

本研究は保護者の主観的経済状況と幼児の未回＝0.7」「週に 1 ～ 3 回＝0.3」「週に 1 回未満

処置う蝕の関連とその要因について検討するこ＝0.1」「食べていない（飲んでいない）＝ 0 」とを目的とした。

を変数とした。この変数により主成分分析を行

17）

い食事パターンを同定した。固有値が 1 以上で― 2 ―第67巻第11号「厚生の指標」2020年 9 月

図 1 対象者フロー図

表 1 主成分分析により得られた食事パターン別の主成分負荷量

調査対象者

主成分分析

2,738人
回答者
2,159人対象年齢（ 4 歳 6 カ月〜 5 歳 8 カ月）
でない者
（12人）
年齢不明の者（ 8 人）
有効回答者
2,139人
経済的暮らし向きが欠損
（35人）
月齢が欠損
（20人）
性別が欠損
（ 7 人）
食物摂取頻度調査が完全回答でない（欠損 1 つ以上）（119人）
う蝕の有無が欠損
（10人）
解析対象者
1,948人あり解釈可能な食事パターンごとに食品別負荷

第 1 食事 第 2 食事 第 3 食事 第 4 食事パターン パターン パターン パターン
穀類（ごはん，パンなど）
0.24
-0.32
0.40
-0.11
魚
0.71
0.25
-0.29
-0.23
肉
0.67
0.32
-0.22
-0.15
卵
0.60
0.28
-0.28
-0.08
大豆・大豆製品
0.59
0.10
-0.22
0.12
野菜
0.64
-0.26
0.28
0.24
果物
0.59
-0.05
0.22
0.17
牛乳・乳製品
0.47
0.02
0.32
0.11
お茶などの甘くない飲料
0.40
-0.26
0.28
0.35
果汁など甘味飲料
-0.05
0.61
0.34
-0.38
菓子など甘味食品（菓子パンを含む）
0.01
0.51
0.58
-0.29
インスタントラーメンやカップ麺
-0.20
0.63
-0.11
0.50
ファストフード
-0.17
0.59
0.13
0.51
固有値
2.9
1.9
1.2
1.1
寄与率（％）
22.4
14.4
9.2
8.2
累積寄与率（％）
22.4
36.8
46.0
54.2
注

13食品の食物摂取頻度を変数とした主成分分析を行った

量（－ 1 から 1 ）を求めた。主成分負荷量と個人の食物摂取頻度から主成分得点を算出した。

事パターン」を調整したオッズ比を算出した。

幼児の平日の起床時間について回答を求め，解析にはSPSS Ver.25日本アイビー・エム（株）「 7 ：00以前」を「早い起床時間」とし，「 7 ：01を用いた。統計的有意水準は 5 ％（両側検定）

以降」を「遅い起床時間」とした。就寝時間にとした。

ついては「22：00以前」を「早い就寝時間」とし，「22：01以降」を「遅い就寝時間」した。

（ 4 ） 倫理的配慮

幼児と保護者の平日の朝食について回答を求め，本研究には，調査協力の得られた各保育所で「毎日食べる」以外を「朝食欠食あり」とした。

匿名化されたデータのみを用いた。本研究は宮城学院女子大学の倫理審査委員会の承認を得た（ 3 ） 解析方法

（承認番号：2015- 3 号，2015年 9 月）。

比率の検定は，χ2検定を行った。主観的経Ⅲ 結

済状況別の主成分得点の比較は，一元配置分散分析を行い，う蝕の有無別の主成分得点の比較には独立したサンプルのｔ検定を行った。主観果

調査対象者は2,738人，解析対象者数は1,948

的経済状況と幼児の未処置う蝕の関連について， 人であった（図 １ ）。
主観的経済状況を説明変数，未処置う蝕を従属

保護者の経済状況は「ゆとりあり」30.6％，

変数とした多変量ロジスティック回帰分析を用「どちらともいえない」32.1％，「あまりゆとい，オッズ比（95％信頼区間）を算出した。主りはない」28.9％，「全くゆとりはない」8.4％

観的経済状況は「ゆとりあり」を基準としてであった。「未処置う蝕あり」の幼児は309人「どちらともいえない」「あまりゆとりはな（15.9％）であった。未処置う蝕の有無と保護い」「全くゆとりはない」を変数とした。説明者の経済状況は，χ2検定の結果，有意差がみ

変数の多重共線性を避けるためVIFを求め，カられた。「世帯」「幼児の起床時間・就寝時間」

テゴリー変数を用いた。Model 1 は粗オッズ比「幼児と保護者の朝食欠食」についても有意差（95％信頼区間），Model 2 は「世帯の状況」がみられた。主成分分析により得られた 4 つのを調整したオッズ比，Model 3 はModel 2 加え

食事パターン（表 1 ）について，経済状況別にて，「幼児の性別」「う蝕予防」「幼児の起床時

主成分得点を比較した結果，「第 1 食事パター

間・就寝時間」「幼児と保護者の朝食欠食」「食ン」と「第 2 食事パターン」が保護者の経済状― 3 ―第67巻第11号「厚生の指標」2020年 9 月

表 2 基本特性（単位全対象者 ゆとりあり
人数4）
幼児：月齢（カ月）（ｎ＝1,948）
性別1）：男（ｎ＝1,948）
女未処置う蝕1）：なし（ｎ＝1,948）
あり
世帯の状況：世帯1）（ｎ＝1,941）3）
夫婦と子ども世帯
ひとり親世帯三世代世帯
その他の世帯兄弟姉妹1）（ｎ＝1,946）3）
なし
あり
第一子
第二子以降
2）
う蝕予防 ：（ｎ＝1,943）3）
歯磨き剤1）：使用していない
使用しているフッ化物溶液1）：洗口していない
洗口しているフッ化物塗布1）：したことがないしたことがある
シーラント1）：したことがないしたことがある
幼児の起床時間・就寝時間1）（ｎ＝1,672）3）
早い起床時間・早い就寝時間早い起床時間・遅い就寝時間
遅い起床時間・早い就寝時間
遅い起床時間・遅い就寝時間
幼児と保護者の朝食欠食1）（ｎ＝1,944）3）
幼児・保護者毎日食べる
幼児毎日食べる・保護者欠食あり
幼児欠食あり・保護者毎日食べる
幼児・保護者欠食あり
食事パターン5）
第 1 食事パターン平均値（標準偏差）
第 2 食事パターン 〃〃第 3 食事パターン 〃〃第 4 食事パターン 〃
〃
注

人，
（

どちらとも
あまり
全く
いえない ゆとりはない ゆとりはない

）内％）

ｐ値

1 948
61.4
984
964
1 639
309

596（30.6）
61.4
307（31.2）
289（30.0）523（31.9）73（23.6）

626（32.1）
61.5
306（31.1）
320（33.2）
532（32.5）
94（30.4）

562（28.9）
61.3
291（29.6）271（28.1）
465（28.4）
97（31.4）

1 483
224
218
16

490（33.0）42（18.8）
61（28.0）3（18.8）484（32.6）64（28.6）
72（33.0）4（25.0）398（26.8）
87（38.8）
67（30.7）
6（37.5）164（ 8.4）
61.4
0.762
80（ 8.1）
0.691
84（ 8.7）
119（ 7.3） ＜0.001
45（14.6）＜0.001111（ 7.5）31（13.8）
18（ 8.3）
3（18.8）

499
1 447
561
886

153（30.7）443（30.6）
194（34.6）249（28.1）

163（32.7）461（31.9）
173（30.8）288（32.5）150（30.1）
412（28.5）
159（28.3）
253（28.6）33（ 6.6）
131（ 9.1）35（ 6.2）
96（10.8）

276
1 667
1 359
584
858
1 085
1 638
305

87（31.5）505（30.3）410（30.2）
182（31.2）
244（28.4）
348（32.1）
488（29.8）
104（34.1）

83（30.1）
542（32.5）425（31.3）
200（34.2）
279（32.5）346（31.9）519（31.7）
106（34.8）70（25.4）
492（29.5）404（29.7）
158（27.1）
251（29.3）
311（28.7）484（29.5）78（25.6）

36（13.0）128（ 7.7）120（ 8.8）44（ 7.5）84（ 9.8）80（ 7.4）
147（ 9.0）
17（ 5.6）

947
188
264
273

314（33.2）
47（25.0）65（24.6）
72（26.4）

321（33.9）64（34.0）81（30.7）
82（30.0）253（26.7）
65（34.6）
88（33.3）
83（30.4）

59（ 6.2）
12（ 6.4）30（11.4）
36（13.2）

1 552
148
34
210

512（33.0）41（27.7）9（26.5）32（15.2）

516（33.2）
42（28.4）
3（ 8.8）63（30.0）425（27.4）50（33.8）
13（38.2）
74（35.2）

99（ 6.4）
15（10.1）
9（26.5）41（19.5）

0.388
0.005
0.018
0.380
0.138
0.064
＜0.001＜0.0010.20（0.97） -0.38（1.00） -0.87（0.99） -2.93（1.02） ＜0.001-0.07（0.95） -0.03（0.95） 0.06（1.11） 0.17（0.95）
0.014
0.04（0.93） -0.21（1.01） -0.02（1.02） -0.02（1.12）
0.643-0.03（0.93） 0.02（1.01） 0.03（1.07） -0.06（0.96）
0.6531） χ2検定2） 幼児が，う蝕予防のために行っているまたは行ったことがある項目
3） 未回答を除いた人数
4） 一元配置分散分析
5） 主成分分析により得られた「食事パターン」の主成分得点を変数とした一元配置分散分析

況と有意な関連を認めた（表 2 ）。

＜0.001）。多変量で調整したModel 3 （ 2 ）は，「世帯」「幼児の起床時間・就寝時間」「幼児

経済的に「どちらともいえない」1.37（0.94-と保護者の朝食欠食」と，幼児の未処置う蝕の1.98），「 あ ま り ゆ と り は な い 」1.35（0.92-

有無は，χ2検定により有意差がみられた。
「第1.97），「全くゆとりはない」2.17（1.32-3.58）

1 食事パターン」と「第 2 食事パターン」は，であった（ｐ＝0.006）。Model 2 において「夫未処置う蝕の有無により有意差がみられた（表婦と子ども世帯」を基準としたオッズ比は「ひ３ ）。

とり親世帯」1.60（1.13-2.28），「三世代世帯」

各説明変数のVIFは，最大でも1.093であっ1.49（1.03-2.15）と有意な関連を認めたが，た。 経 済 的 な「 ゆ と り あ り 」 を 基 準 と し たModel 3（ 1 ）および（ 2 ）では有意でなかった。

Model 1 の粗オッズ比（95％信頼区間）は「どModel 3（ 2 ）において，幼児の「早い起床時

ちらともいえない」1.27（0.91-1.76），「あま間・早い就寝時間」を基準とした「遅い起床時

りゆとりはない」1.50（1.08-2.08），「全くゆ間・遅い就寝時間」のオッズ比は1.52（1.05-

とりはない」2.71（1.78-4.13）であった（ｐ2.21）であった。朝食を「幼児・保護者毎日食― 4 ―第67巻第11号「厚生の指標」2020年 9 月

表 3 未処置う蝕の有無別生活状況の比較

べる」を基準とした「幼児・保護者欠食あり」のオッズ比は1.79（単位（1.22-2.64）であった。
「第 2 食

未処置う蝕

全対象者

なし
1 948 1 639（84.1）
984
827（84.0）964
812（84.2）

事パターン」のオッズ比は1.24（1.10-1.41）であった（表 ４ ）
。

Ⅳ 考

察

本研究では，仙台市内の認可保育所による多施設のデータを用いて，就学前の幼児を対象に，保護者の主観的経済状況と幼児の未処
置う蝕を有する割合に関連があるかどうかを検討した。その結果，保護者の経済状況に全くゆとりがない家庭の幼児は，ゆとりがある
家庭の幼児に比べて，未処置う蝕
を有する幼児が2.17倍多いことが示された。
（ 1 ） う蝕罹患に関連する要因
保護者の経済状況にゆとりがな
いことにより，幼児のう蝕を増やす要因として，第一に食事の影響が考えられた。本研究で得られた
食事パターンのうち，「第 ２ 食事人，（あり
309（15.9）
157（16.0）
152（15.8）

）内％）

ｐ値

0.910
幼児の性別1）：男女
2）
1）
世帯の状況 ：世帯 （ｎ＝1,941）
0.001
夫婦と子ども世帯
1 483 1 274（85.9）
209（14.1）
ひとり親世帯
224
174（77.7）50（22.3）
三世代世帯
218
175（80.3）43（19.7）
その他の世帯16
11（68.8）5（31.3）1）
兄弟姉妹 （ｎ＝1,946）
なし
499
418（83.8）81（16.2）
0.774
あり
1 447 1 220（84.3）
227（15.7）
1）
第一子
561
483（86.1）78（13.9）
0.138
第二子以降
886
737（83.2）
149（16.8）
2）
3）う蝕予防 （ｎ＝1,943）
歯磨き剤1）：使用していない
276
232（84.1）44（15.9）
0.944
使用している1 667 1 404（84.2）
263（15.8）
1）
1 359 1 138（83.7）
221（16.3）
0.395
フッ化物溶液 ：洗口していない
洗口している584
498（85.3）
86（14.7）
フッ化物塗布1）：したことがない
858
738（86.0）120（14.0）
0.051
したことがある
1 085
898（82.8）
187（17.2）
1）
1 638 1 384（84.5）
254（15.5）
0.411
シーラント ：したことがないしたことがある305
252（82.6）
53（17.4）
1）2）
幼児の起床時間・就寝時間 （ｎ＝1,672）＜0.001
早い起床時間・早い就寝時間
947
829（87.5）
118（12.5）
早い起床時間・遅い就寝時間
188
158（84.0）30（16.0）
遅い起床時間・早い就寝時間
264
215（81.4）
49（18.6）
遅い起床時間・遅い就寝時間
273
212（77.7）61（22.3）
1）2）
幼児と保護者の朝食欠食 （ｎ＝1,944）＜0.001
幼児・保護者毎日食べる
1 552 1 341（86.4）
211（13.6）
幼児毎日食べる・保護者欠食あり
148
117（79.1）
31（20.9）
幼児欠食あり・保護者毎日食べる
34
23（67.6）
11（32.4）
幼児・保護者欠食あり
210
155（73.8）55（26.2）
食事パターン4）5）
第 1 食事パターン平均値（標準偏差）0.03（0.97） -0.17（1.12）
0.001
第 2 食事パターン 〃〃-0.05（0.95） 0.25（1.18） ＜0.001
第 3 食事パターン 〃〃0.01（0.97） -0.05（1.13）
0.313
第 4 食事パターン 〃〃0.01（0.95） -0.08（1.24）
0.142
注パターン（甘味飲料，甘味食品，
インスタント麺，ファストフード
が多く，ごはんやパン，野菜，果1） χ2検定
2）「世帯の状況」「う蝕予防」「幼児の起床時間・就寝時間」「幼児と保護者の朝食欠食」は未回答を除いた人数
3） 幼児が，う蝕予防のために行っているまたは行ったことがある項目
4）「第 1 食事パターン」～「第 4 食事パターン」まで主成分分析により得られた各食事パターンの主成分得点を，未処置う蝕の有無別に平均および標準偏差を求めた
5） 独立したサンプルのｔ検定

物が少ない）」は，う蝕に関連する食品8）9）11）-14）

朝食を欠食する者の割合が多く21），朝食欠食はと類似していた。この食事パターンは，経済状

幼児のう蝕にも関連する9）10）ことが報告されて況とは独立して，未処置う蝕の有症率と有意にいる。幼児は自分で食事の準備をすることがで関連しており，経済状況に関わらず日常的にこきないため，保護者についても検討する必要がのような食事を食べている場合は，そうでないあると考えられた。幼児と保護者の両者が毎日場合に比べて，未処置う蝕を有する幼児が1.24

朝食を食べている場合と比較して，両者が朝食倍多いことが示された。

を欠食している場合には，経済状況に関わらず，次に，基本的な生活習慣の影響を考えた。子どもの健やかな成長には基本的な生活習慣の形

未処置う蝕を有する幼児が1.79倍多いことが示された。

成が重要であることから，わが国では，「早寝先に述べた子どもの朝食の欠食は，就寝時刻

早起き朝ごはん」が推奨されている 。このうの遅延化22）23）が最も影響すると報告されている。

ち，朝ごはんについて，貧困基準以下の世帯のWatanabe11）らは，午後 9 時を基準として，午

子どもは，それ以外の世帯の子どもに比べて，

後 9 時から11時までに就寝した幼児は1.3倍，

20）

― 5 ―

第67巻第11号「厚生の指標」2020年 9 月

表 4 主観的経済状況と幼児の未処置う蝕の関連

保護者の主観的経済状況
ｐ値5）
ゆとりあり（ref）＝1
どちらともいえない＝ 2
あまりゆとりはない＝ 3
全くゆとりはない＝ 4
世帯の状況
世帯6）
夫婦と子ども世帯（ref）＝ 1
ひとり親世帯＝ 2
三世代世帯＝ 3
その他の世帯＝ 4
第二子以降：第一子＝ 1 ，第二子以降＝ 2
幼児の性別 男＝ 1 ，女＝ 2う蝕予防
歯磨き剤使用 なし＝ 0 ，あり＝ 1
フッ化物溶液洗口 なし＝ 0 ，あり＝ 1
フッ化物塗布経験 なし＝ 0 ，あり＝ 1
シーラント経験 なし＝ 0 ，あり＝ 1
幼児の起床時間・就寝時間7）早い起床時間・早い就寝時間（ref）＝ 1
早い起床時間・遅い就寝時間＝ 2
遅い起床時間・早い就寝時間＝ 3
遅い起床時間・遅い就寝時間＝ 4
幼児と保護者の朝食欠食8）
幼児・保護者毎日食べる（ref）＝ 1
幼児毎日食べる・保護者欠食あり＝ 2
幼児欠食あり・保護者毎日食べる＝ 3
幼児・保護者欠食あり＝ 4
食事9）
第 1 食事パターン
第 2 食事パターン
注

Model 1
粗オッズ比（95％信頼区間）

Model 2
多変量調整
オッズ比2）（95％信頼区間）

Model 3（ 1 ）多変量調整
オッズ比3）（95％信頼区間）

Model 3（ 2 ）多変量調整
オッズ比4）（95％信頼区間）＜0.0011.00（ref）
1.27（0.91-1.76）
1.50（1.08-2.08）
2.71（1.78-4.13）＜0.0011.00（ref）
1.22（0.88-1.70）
1.40（1.01-1.96）
2.50（1.63-3.83）

0.011
1.00（ref）
1.34（0.92-1.94）
1.34（0.91-1.96）
2.09（1.27-3.44）

0.006
1.00（ref）
1.37（0.94-1.98）
1.35（0.92-1.97）
2.17（1.32-3.58）

1.00（ref）
1.60（1.13-2.28）
1.49（1.03-2.15）
2.54（0.86-7.51）
1.12（0.87-1.44）

1.00（ref）
1.24（0.83-1.87）
1.30（0.86-1.97）
1.87（0.55-6.38）
1.20（0.91-1.58）
1.04（0.79-1.37）

1.00（ref）
1.24（0.82-1.87）
1.20（0.79-1.82）
1.88（0.55-6.38）
1.17（0.89-1.55）
1.03（0.78-1.36）

0.96（0.66-1.42）
0.93（0.69-1.25）
1.44（1.07-1.92）
1.07（0.73-1.57）

0.96（0.65-1.41）
0.93（0.69-1.26）
1.41（1.05-1.88）
1.10（0.75-1.61）

1.00（ref）
1.26（0.81-1.98）
1.40（0.96-2.05）
1.62（1.12-2.35）

1.00（ref）
1.22（0.78-1.91）
1.40（0.96-2.04）
1.52（1.05-2.21）

1.00（ref）
1.34（0.82-2.18）
1.50（0.64-3.52）
1.81（1.23-2.66）

1.00（ref）
1.35（0.83-2.20）
1.41（0.60-3.32）
1.79（1.22-2.64）

0.87（0.76-1.01）

1.24（1.10-1.41）

1） 主観的経済状況を説明変数，未処置う蝕を従属変数とした多変量ロジスティック回帰分析
2） Model 2 ：「世帯の状況」
3） Model 3（ 1 ）：「世帯の状況」「幼児の性別」「う蝕予防」「幼児の起床時間・就寝時間」「幼児と保護者の朝食欠食」「第 1 食事パターン」
4） Model 3（ 2 ）：「世帯の状況」「幼児の性別」「う蝕予防」「幼児の起床時間・就寝時間」「幼児と保護者の朝食欠食」「第 2 食事パターン」
5） 傾向性のｐ値
6）「世帯」について，「夫婦と子ども世帯＝ 1 」～「その他の世帯＝ 4 」の4つのカテゴリに分類した
7）「幼児の起床時間・就寝時間」について，「起床時間7：00前・就寝時間10：00前＝ 1 」「起床時間7：00前・就寝時間10：01以降＝ 2 」「起床時間7：01以降・就寝時間10：00前＝ 3 」「起床時間7：01以降・就寝時間10：01以降＝ 4 」のカテゴリに分類した
8）「朝食欠食」について，「幼児・保護者毎日食べる＝ 1 」「幼児毎日食べる・保護者欠食あり＝ 2 」「幼児欠食あり・保護者毎日食べる＝ 3 」「幼児・保護者欠食あり＝ 4 」のカテゴリに分類した
9）「食事」について，主成分分析により得られた「食事パターン」の主成分得点を変数とした
10）ref：基準カテゴリ

午後11時以降に就寝した幼児は1.8倍う蝕が多た。フッ化物塗布はう蝕予防11）として広く実施

くなることを報告している。本研究では，幼児されている方法であり，本研究の対象者においの就寝時間の50パーセンタイルが午後 9 時～10ても，全体の55.7％で実施されていた。フッ化時であったことから，午後10時前後で検討した。 物塗布の経験により，未処置う蝕は少なくなる
同様の理由により，起床時間については，午前と考えていたが，フッ化物塗布をしない場合と

7 時前後で検討した。遅い時間に就寝し遅い時比べてフッ化物塗布をした場合に，未処置う蝕

間に起床する幼児は，経済状況とは独立して，を有する幼児が1.41倍多かった。予想に反する

未処置う蝕の有症率と有意に関連していた。

結果が得られた理由としては，過去に，う蝕を従って，遅い時間に就寝し遅い時間に起床する指摘されていた可能性が考えられる。仙台市の幼児は，早寝早起きを実行している幼児と比較

乳幼児の歯科健診は， 1 歳 6 カ月， 2 歳 6 カ月，して，未処置う蝕を有する幼児が1.52倍多いこ

3 歳時に実施されており，過去の歯科健診でうとが示された。

蝕を指摘され，歯科を受診しフッ化物を塗布しさらに，幼児のう蝕予防行動について検討していたかもしれない。

― 6 ―第67巻第11号「厚生の指標」2020年 9 月（ 2 ） う蝕を処置をしていないことに関連する要因

経済状況を，平成27年度乳幼児栄養調査（厚生労働省）18）と比較した。乳幼児栄養調査による子どもを養育している世帯のなかで，一般的保護者3,871名が回答した経済的な暮らし向きにひとり親世帯などは，低い経済状況にあるこは，「ゆとりあり」29.3％，「どちらともいえなとが多いと言われている 。経済的に困窮してい」33.0％，「あまりゆとりはない」28.3％，

いる家庭の保護者は，仕事に就き，働くことで「全くゆとりはない」9.2％であり，本研究の生活を支えなければならないため，時間的にも対象者はわが国を代表する乳幼児調査の報告とゆとりがないことが予想される。そのため，た近似していた。

7）とえ幼児にう蝕があったとしても，他者にサ本研究では，保護者の主観的経済状況と幼児ポートをしてもらえる環境にない場合は，幼児の未処置う蝕の関連に媒介している要因を示す

を診療時間内に受診させることが難しい可能性

ことはできなかった。う蝕があるものの処置をがある。ところが，本研究では保護者の主観的していないことに関する要因として，保護者の経済状況と幼児の未処置う蝕の関連は，世帯の職業や労働時間，幼児の歯科訪問の経験につい状況を考慮しても影響を受けなかった。一方，て項目に入れることが必要であったと考える。

世帯の状況は，経済状況以外の影響を考慮しな

この他に，未知なる交絡因子については調整でい場合に，幼児の未処置う蝕と関連した。夫婦

きていない。さらに，本研究は横断研究であると子ども世帯と比較して，ひとり親世帯は1.6

ため因果関係を示すことはできない。

倍，三世代世帯は1.49倍，幼児に未処置う蝕を

以上のような限界はあるものの，保護者の主有する割合が多かった。興味深いことに，世帯観的経済状況と幼児の未処置う蝕の関連を明らの状況と幼児の未処置う蝕の関連は，幼児の生

かにしたわが国での希少な研究である。

活習慣の影響を考慮すると，関連がみられなくⅤ 結なった。これは，幼児の未処置う蝕は，ひとり親などの世帯の構成よりも，日常的な生活習慣の方が強く影響していると考えられた。

論

経済状況が厳しいと感じている保護者の子ど以上のことから，これまでう蝕罹患に関連すもは，未処置う蝕の有症率が高いことがわかっるといわれてきた世帯の状況や出生順位，幼児た。しかし，幼児の就寝・起床時間，朝食欠食の起床時間・就寝時間，幼児の性別，う蝕予防やインスタント食品が多い食事などは，経済状実施の有無，幼児と保護者の朝食規則性，甘い況に関わらず未処置う蝕の有症率と関連してい食品や飲料が多い食事パターンなどを調整してた。従って，幼児の未処置う蝕を減らしていく

も，主観的経済状況と未処置う蝕有症率の関連ためには，経済状況の改善は重要であるが，そには大きな影響はなく，これらの要因が媒介しれと同時に基本的な生活習慣の形成と，食事全ている可能性は少ないことが明らかになった。

体の質に着目した栄養の教育が重要であると考えられた。

（ 3 ） 本研究の限界
本研究では，仙台市内の認可保育所のうち，謝辞調査に参加協力が得られた保護者を調査対象と本調査にご協力いただいた保護者の皆様に感したことから，対象者は意識の高い保護者で謝申し上げます。また，調査に関して技術的支あった可能性がある。また，経済的にゆとりが援をいただいた平成27年度仙台市保育所連合会

ある保護者では，経済状況を控えめに回答した

給食会研究委員会の委員の皆様（田中美樹氏，り，ゆとりがない保護者では，回答することに

徳江満帆氏，山崎恵氏，佐藤香織氏，宮永紀子

抵抗を感じ実際よりも高い回答をした可能性も氏，加藤玲奈氏，八島真愛氏，遠藤仁美氏，吉考えられる。そこで，本研究の対象者の主観的

田温子氏，高橋久美子氏，渡辺勝枝氏，佐藤千― 7 ―第67巻第11号「厚生の指標」2020年 9 月

尋氏，片桐正子氏），研究に関してご支援をいただいた平成27年度仙台市保育所連合会給食会
研究委員会の役員（倉澤範子氏，小林香織氏），
平成27年度宮城学院女子大学大学院健康栄養学
研究科（健康栄養学専攻

小野道子氏，准教授

丹野久美子先生，教授

平本福子先生），平成

27年度東北大学大学院医学系研究科公衆衛生学
分野（博士課程

張姝氏，講師

遠又靖丈先生，教授

辻一郎先生），東北大学大学院医学系研

究科

運動学分野

教授

永富良一先生に感謝申し上げます。
文献1 ）厚 生 労 働 省． 平 成28年 度 歯 科 疾 患 実 態 調 査．
（https://www.mhlw.go.jp/toukei/list/dl/62︲28︲02.
pdf）2019．9．10．
２ ）日本小児歯科学会．日本人小児における乳歯・永久歯の萌出時期に関する研究Ⅱ－その ２ 永久歯について－．小児歯科学雑誌 2019；57（ 3 ）：363︲73．
3 ）岡崎好秀，東知宏，田中浩二，他． 3 歳時の齲蝕
活動性が永久歯齲蝕罹患状態に与える影響について．口腔衛生学会雑誌 1999；49：286︲93．
４ ）Satoshi Maruyama, Sachiyo Teramato, Hiroo Miyazawa. Epidemiological study of dental disease
factors among young Japanese children. PediatricDental Journal. 2008；18（ ２ ）：156︲66．
5 ）Keiko Tanaka, Yoshihiro Miyake, Satoshi Sasaki,
et al. Socioeconomic status and risk of dental caries in Japanese preschool children：the Osaka
Maternal and Child Health Study. Journal of Public Health Dentistry 2013；73（ 3 ）：217︲23．
6 ）Lim S︲S, Kim B, Yoon J︲H. Relationship between
parents＇occupational characteristics and untreated dental caries in oﬀspring：A population︲based
study of data from the Korean National Healthand Nutrition Examination Survey, 2008︲2015.
Scand J Work Environ Health 2018；44（ 3 ）：303︲11．
7 ）独立行政法人 労働政策研究・研修機構．子どものいる世帯の生活状況および 保護者の就業に関する調査2016（第 ４ 回子育て世帯全国調査）．
（https://www.jil.go.jp/institute/research/2017/
documents/175.pdf）2020．5．18．
8 ）石田直子，中向井政子，石黒梓，他． 3 歳児のう蝕の有無とその影響要因の地域格差．口腔衛生学会雑誌 2015；65：26︲34．
9 ）高梨登，寺本幸代，水谷智宏，他．学童期の生活
習慣と歯・口の健康．小児歯科学雑誌 2006；44（ ４ ）：581︲90．

10）Ji︲Hyun Bae, Brice Wilfried Obiang Obounou.
Presence of Dental Caries Is Associated with
Food Insecurity and Frequency of Breakfast Consumption in Korean Children and Adolescents.
Prev Nutr Food Sci. 2018 Jun；23（ ２ ）：94︲101．
11）Masako Watanabe, Da︲Hong Wang, Akihiro Ijichi,
et al. The Inﬂuence of Lifestyle on the Incidenceof Dental Caries among 3︲Year︲Old JapaneseChildren. Int J Environ Res Public Health 2014
Dec 5；11（12）：12611︲22．
12）河原林啓太，杉本明日菜，赤澤友基，他．齲蝕罹
患と生活習慣の相関とその解決課題．小児歯科学
雑誌 2018；56（ 1 ）：26︲32．
13）山本未陶，筒井昭仁，中村譲治，他． 3 ～ 5 歳のう蝕有病状況とう蝕関連要因に関する横断研究．
口腔衛生学会雑誌 2013；63：15︲20．
14）山本未陶，八木稔，筒井昭仁，他． 3 ～ 5 歳にかけての乳歯のう蝕発生の予測要因についてのコ
ホート研究．口腔衛生学会誌 2015；65：410︲6．
15）藤野悦男，安藤雄一，小宮山和正，他．埼玉県におけるフッ化物洗口事業の取り組みと成果．口腔衛生学会雑誌 2018；68：101︲5．
16）Taru Manyanga, Mark S.Tremblay, Jean︲Philippe
Chaput, et al. Socioeconomic status and dietary
patterns in children from around the world：different associations by levels of country human development?：BMC Public Health 2017；17（ 1 ）：457．
17）林芙美，武見ゆかり，村山伸子．成人における経済的要因と食に関する認知的要因，食行動，および食のQOLとの関連．栄養学雑誌 2015；73（ ２ ）：51︲61．
18）厚生労働省．平成27年度乳幼児栄養調査結果の概要．
（https://www.mhlw.go.jp/file/06︲Seisakujouhou︲
11900000︲Koyoukintoujidoukateikyoku/0000134
210.pdf）2019．8．15．
19）鎌田由香，倉澤範子，遠又靖丈，他．食品群別摂取量に対する食物摂取頻度調査票（厚生労働省「乳幼児栄養調査」）の妥当性：仙台市認可保育所における横断研究．厚生の指標 2018；65（ 8 ）：29︲34．
20）文部科学省．「早寝早起き朝ごはん」国民運動の推進について．（https://www.mext.go.jp/a_menu/
shougai/asagohan/）2020．5．18．
21）硲野佐也香，中西明美，野末みほ，他．世帯の経済状態と子どもの食生活との関連に関する研究．
栄養学雑誌；2017，75（ 1 ）：19︲28．
22）小林奈穂，篠田邦彦．幼児，児童，生徒の朝食欠食を促す要因に関する系統的レビュー．新潟医療福祉学会誌：2007， 7（ 1 ）：2︲9．
23）Yaginuma Shiho, Sakuraba Keishoku, Kadoya Haruka, et al. Early Bedtime Associated with the Salutary Breakfast Intake in Japanese Nursery
School Children. International Medical Journal；
2015，22（ 1 ）：30︲2．

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