Jpn. J. Health Phys., 54 (1)，29 〜 39 (2019)

DOI: 10.5453/jhps.54.29

解 説

英国の放射線業務従事者（NRRW）を対象とした最新の疫学調査の概要
工藤伸一*1, #，西出朱美*1，吉本

恵子*1，古田裕繁*1，三 枝

新*1（2018 年 9 月 19 日受付）
（2018 年 12 月 5 日採択）

Outline of the Latest Analysis of Radiation Epidemiological Study among UK National Registry for Radiation Workers(NRRW)
Shin’ichi Kudo*1, # Akemi Nishide,*1 Keiko Yoshimoto,*1 Hiroshige Furuta*1 and Shin Saigusa*1
In August 2018, the latest analysis of the UK National Registry for Radiation Workers (NRRW 3rd update) has been
published. The NRRW studies have been published almost every ten years since the first analysis (1992). The series of NRRW
aimed to analyse cancer risk from low dose occupational radiation exposure. This latest analysis is the study using third
analysis data and an additional ten years of follow-up information, but did not include additionally dosimetry information. As
the set of ten years lag period, only the risks of cancer were analysed, but excluding leukaemia risks owing to its lag period as
two years. The same statistical methods were used in the series of NRRW study. This review provides an outline and summaryof the key points of NRRW 3rd update. We denote introduction in chapter 1, summary in chapter 2, comparison with previous
studies and other studies in chapter 3, discussion about results in chapter 4, meaning and limitation in chapter 5 and conclusion
in chapter 6.
KEY WORDS: low dose radiation, radiation risk, cancer, cohort study, epidemiological study.

Iは じ

察人年は 370 万人年と単一国では最大規模の疫学研究とめ になっている。

2018 年 8 月，英国の放射線業務従事者を対象とした疫

この研究の第 1 回解析 2) は 1992 年，第 2 回解析 3) は学研究「National Registry for Radiation Workers（NRRW）」

1999 年，第 3 回解析 4) は 2009 年に発表されている。本

の最新論文 Cancer mortality and incidence following external

論文では追跡期間が前回より 10 年延長されたが，線量occupational radiation exposure: an update of the 3rd analysisの累積期間は延長されていない。このため潜伏期 10 年

of the UK national registry for radiation workers （以下，本を仮定するがんを対象とし，潜伏期 2 年を仮定する白血論 文 ） が British Journal of Cancer 誌 よ り 発 表 さ れ た。

病等は，解析対象から除外されている。解析の結果，白NRRW 研究とは，現英国公衆衛生庁放射線影響局によ血病を除く全がん（Excess Relative Risk per Sievert（以下り実施されている英国国家登録された放射線業務従事者

ERR/Sv）= 0.28（90%CI: 0.10，0.48））1，その他の疾患にを対象としたコホート研究であり，放射線業務による被おいて線量とともに有意に増加するリスク推定値が示さ

ばくの健康への影響を検討するために 1976 年より実施れた。これらの結果に基づいて著者らは，前回解析と比されている研究である。解析対象者数は 17 万人，総観べて狭い信頼区間を実現し，得られたリスク推定値は

1)*1（公財）放射線影響協会放射線疫学調査センター；東京都千#代田区鍛冶町 1–9–16 丸石第 2 ビル 5 階（〒 101–0044）
Institute of Radiation Epidemiology, Radiation Effects Association;
1–9–16 Maruishi Dai-ni Building 5F, Kajicho, Chiyoda-ku, Tokyo
101–0044, Japan.
Corresponding author; E-mail: s_kudo@rea.or.jp

原爆被爆者を対象とした原爆被爆者寿命調査（Life Span
Study：以下 LSS）5, 6) 論文と一致していると結論づけている。
1

以下，特に記載がなければ 90% 信頼区間を指す。

Shin’ichi Kudo, Akemi Nishide, Keiko Yoshimoto, Hiroshige Furuta and Shin Saigusa

30

本稿では，本論文の概要といくつかのポイントとなるIII点について概括する。
II

論 文 の 概 要

本論文の目的は，職業被ばくによる低線量・低線量率

1.

前回までの研究，及び他の研究との比較手法，集団特性等

Table 1 にコホートの組成，解析手法，集団特性を示す。
「IV

解析結果についての考察

4.

潜伏期変更解放射線によるがんリスク（死亡，罹患）を検討することで析」で後述するが，NRRW では潜伏期の仮定により解ある。研究デザインはコホート研究であり，解析対象者

析対象者数，観察人年が異なる方法を採用している。表

のうち，半分強を国防省，核兵器・原子力潜水艦等の軍中では観察死亡数，総観察人年は前回（NRRW 3rd），今事関連施設の従事者が占め，2 割を使用済み燃料再処理，回（NRRW 3rd update）とも潜伏期 10 年の値を記載し，

燃料加工など燃料サイクル事業施設の従事者が占める。

比較が可能となっているが，解析対象者数，平均線量に

生死の状況，死亡者の死因については，全国規模で実施

ついては前回は潜伏期 0 年，今回は 10 年の値となってされている National Health Service Central Registers で確認いるため，比較の際には注意を要する。

された。線量データは記録線量が使用されており，臓器線量への変換等はなされていない。記録線量はガンマ線，

コメント

X 線，
そして少ないがベータ線，
中性子線量の合算値となっコホートは軍事関連従事者が全体の半分強，燃料加工・ている。内部被ばくの線量は使用されていないが，内部再処理従事者が 2 割強，電力従事者が 1 割となっており，被ばくを受けた可能性のある従事者が特定された。線量8 割を原子力発電施設従事者が占める日本とは組成が異の累積については 10 年の潜伏期を仮定している。

なる。

解析対象者は 167,003 人，1955 年 1 月 1 日から 2011
死亡解析，罹患解析結果

年 12 月 31 日における総観察人年は 3,684,391 人年，平2.

均累積被ばく線量は 25.3 mSv となっている。全死亡，Tables 2，3 に，前回及び今回の死亡解析結果及び罹

全がん，また，いくつかの部位において，線量ととも

患解析結果の抜粋を示した。太字は線量とともに有意にに有意に増加する過剰相対リスク（ERR/Sv）を示した。

増加する ERR/Sv と 90% 信頼区間（CI）を示している。

これらの結果に基づいて著者らは「本論文は前回解析で

なお，今回の解析では白血病，非がんを対象としていな得られたがん死亡と職業被ばくとの関連を更に補強する

いため，表に含めなかった。

ものとなった。追跡期間の延長により，前回より狭い信

前回及び今回の解析の結果において有意に高い ERR/

頼区間を実現でき，得られたリスク推定値は LSS の調

Sv を示した疾患は，死因別では，全死亡，全新生物，

査結果と一致している」と結論づけている。

全がん，白血病を除く全がん，白血病・肺・胸膜を除く

Table 1

The comparison of methodology and cohort member characteristics between NRRW 3rd and NRRW 3rd update.

NRRW 3rd 4) (2009)
NRRW 3rd update 1) (2018)
CohortArmy (AWE, MOD, UKAEA, Rolls Royce Submarines) n = 107,415 (63%) Followed to NRRW 3rd
Electronic (British Energy Generation and Magnox Electric) n = 16,550 (9%)
Nuclear fuel cycle (British Nuclear Fuels Ltd) n = 40,284 (23%)
OthersRadiation dose category 0–, 10–, 20–, 50–, 100–, 200–, 400 + mSv
Follwed to NRRW 3rd
Adjusted variables
Attained year, Sex, Calendar period, Industrial classification, First employer Follwed to NRRW 3rd
Lag (year)
2 years for leukaemia, 10 years for others
10 years leukaemia was not analyzed.
n = 174,541 a (lag 0 years)n = 167,003 b (lag 10 years)
Populationbn = 23,326
n = 34,819 b
Total deathb
Total person-year
2,430,000 person-years
3,684,391 person-years baMean external dose
24.9 mSv
25.3 mSv ba

Under 0 year lag assumption.
Under 10 year lag assumption.
Abbreviation
AWE: Atomic Weapon Energy
MOD: Ministry Of Defence
UKAEA: United Kingdom Atomic Energy AuthoritybOutline of the Latest NRRW Analysis

Table 2

ERR/Sv and 90% CI of mortality by causes of death.

Cause of death
All causes
All neoplasms
All malignant neoplasms
All solid cancers
All malignant neoplasms ex leukaemia
All malignant neoplasms ex lung, pleura and leukaemia
StomachRectumLiver
LarynxTrachea, bronchus and lung
PleuraUterusOvary
Bladder
Lymphatic or haematopoietic incl leukaemia
Non-Hodgkin lymphoma
Multiple myeloma
a

7,455
5,118
518
303
89
67
2,230
107
19
18
301
612
237
113

0.275 (0.02, 0.56)
0.323 (0.02, 0.67)
0.336 (–0.51, 1.58)
1.687 (0.19, 4.12)
0.80 (–1.19, 8.28)
4.071 (0.57, 12.02)
0.106 (–0.35, 0.67)
1.311 (–0.87, 5.69)
17.805 (<–1.93, 72.27)<–1.929 (<–1.93, 89.13)
0.40 (–0.64, 2.07)
0.655 (–0.28, 1.97)
0.777 (–0.50, 2.88)
1.195 (–0.88, 5.96)

NRRW 3rd update 1) (2018)
Number of
ERR/Sva (90%CI)
deaths0.173 (0.05, 0.30)
34,8190.243 (0.03, 0.48)
11,7700.27 (0.05, 0.51)
11,6410.238 (0.01, 0.48)
10,7790.285 (0.06, 0.53)
11,3290.366 (0.11, 0.65)
8,114
659
0.274 (–0.47, 1.34)
1.716 (0.42, 3.61)
472
195
1.61 (–0.04, 6.18)
2.588 (0.11,7.63)
93
3,058
0.028 (–0.38, 0.51)
157
1.057 (–0.96, 5.21)
30
7.002 (<–1.93, 31.5)
41
10.571 (<–1.93, 69.9)
1.489 (0.28, 3.19)447
874
0.693 (–0.10, 1.74)353
1.307 (–0.05, 3.31)
175
1.496 (–0.21, 4.8)

ERR/Sv and 90% CI of incidence by cancer site.

Cancer site
All neoplasms b
All malignant neoplasms b
All solid cancers b
All malignant neoplasms ex leukaemia b
All malignant neoplasms ex lung, pleura and leukaemia b
StomachRectumLiver
LarynxTrachea, bronchus and lung
PleuraNon-melanoma skin caner
UterusOvary
Bladder
Lymphatic or haematopoietic incl leukaemia
Non-Hodgkin lymphoma
Multiple myelomab

NRRW 3rd 4) (2009)
Number of
ERR/Sva (90%CI)
deaths0.145 (0.00, 0.3)
23,326
0.268 (0.01, 0.55)
7,812
0.279 (0.02, 0.56)
7,684

Significant ERR/Sv and 90%CI are shown in bold font

Table 3a31

NRRW 3rd 4) (2009)
Number of
ERR/Sva (90%CI)
cases
0.302 (0.08, 0.54)
11,996
0.281 (0.06, 0.53)
11,165
10,855
8,443
618
586
86
165
2,222
190
326
58
15
748
831
305
149

0.266 (0.04, 0.51)
0.305 (0.05, 0.58)
0.305 (–0.44, 1.37)
1.307 (0.21, 2.85)–0.09 (<–1.93, 6.58)
0.839 (–0.46, 3.05)
0.051 (–0.41, 0.62)
1.354 (–0.71, 5.51)
1.497 (0.23, 3.4)
10.523 (0.27, 39.4)<–1.934 (<–1.93, 61.13)
0.646 (–0.15, 1.72)
1.344 (0.34, 2.67)
1.284 (–0.18, 3.53)
3.597 (0.77, 8.94)

NRRW 3rd update 1) (2018)
Number of
ERR/Sva (90%CI)
cases
0.332 (0.15, 0.52)
21,8420.271 (0.09, 0.47)
19,8160.221 (0.03, 0.42)
18,2140.283 (0.10, 0.48)
19,296
0.278 (0.07, 0.5)
15,637846
0.2 (–0.42, 1.05)
1.084 (0.23, 2.2)
1,115
206
0.2 (–1.50, 3.43)
253
0.128 (–0.81, 1.66)
3,263
0.13 (–0.28, 0.61)
2.4 (0.48, 5.22)396
0.797 (0.40, 1.24)
5,460
104
5.366 (<–1.94.26.2)
8.265 (1.12, 34.85)
61
0.914 (0.16, 1.88)
1,158
0.919 (0.22, 1.78)
1,614
1.261 (0.24, 2.63)707
2.806 (0.76, 6.13)
277

Significant ERR/Sv and 90%CI are shown in bold fontExclude non-melanoma skin caner

全がん，直腸がん，喉頭がんであり，罹患部位別では，前回は有意でないが今回は有意に高い ERR/Sv を示し

全新生物，全がん，白血病を除く全がん，白血病・肺・た疾患は死因別では，膀胱がん，罹患部位別では，胸膜胸膜を除く全がん，直腸がん，非黒色腫皮膚がん，白血

がん，卵巣がん，
膀胱がん，
非ホジキンリンパ腫であった。

病を含むリンパ造血系がん，多発性骨髄腫であった。ま

前回は有意に高い ERR/Sv を示したが，今回は有意でた，今回初めて解析対象となった固形がんも死因別，罹ない疾患は，罹患部位別の子宮がんであった。全皮膚が患部位別ともに有意に高い ERR/Sv を示した。

んについては，前回罹患部位別で有意に高い ERR/Sv をShin’ichi Kudo, Akemi Nishide, Keiko Yoshimoto, Hiroshige Furuta and Shin Saigusa

32

区間が狭くなったことも一因であるが，点推定値自体も示したが，今回は解析対象外であった。

調査の継続に伴い上昇している。この傾向は，胃がん，
3.

これまでの解析結果，及び他の研究との比較

肝がんでも見られるが，肺がんではそのような傾向は見固形がんでは死亡（ERR/Sv = 0.24（0.01，0.48）
）
，罹

られない。

患（ERR/Sv = 0.22（0.03，0.42）） と も，LSS （ 死 亡6)

ERR/Gy = 0.29（0.17，0.43），罹患 ERR/Gy = 0.30（0.16，

2）日本

0.46））とよく一致し，固形がんから肺がんと胸膜がん

日本のデータは喫煙情報を有する 71,733 人を対象とを除いた場合も同様の傾向を示した。本論文の 85% のして喫煙調整した結果を示している。白血病を除く全が対象者を含む INWORKS では白血病を除く固形がんんの ERR/Sv の点推定値はほぼ等しいが信頼区間の幅のは 37% 高い ERR/Gy = 0.33（0.12，0.56）を示している

違いにより，有意性は異なっている（日本：0.29（–0.81，

が，信頼区間の重なりは大きい。Mayak （死亡 ERR/

1.57），NRRW 3rd update: 0.285（0.06，0.53））。また日本，

Gy = 0.12（95%CI: 0.03，0.21）， 罹 患 ERR/Gy = 0.06

NRRW 3rd update とも肝がんの ERR/Sv は他の死因と比（–0.001，0.13））では本論文の結果より小さな ERR/Sv

べて幾分高い値を示している。この原因として累積線量を示している。

と肝炎ウイルスの関連の可能性が考えられ，日本ではこ7)8)の検討のために肝炎ウイルス感染歴を質問項目に含めた
生活習慣等アンケート調査を実施しているところであコメント
本論文で取り上げられた LSS，INWORKS 以外の研る。

究，NRRW の第 1 回解析 ，第 2 回解析 ，第 3 回解析 ，
2)

3)

4)

日本（J-EPISODE: Japanese EPidemiological Study On low3）15 か国解析

Dose Effect） ，15 か国解析 ，米国（軍事関連従事者

いずれの死因も 15 か国解析の ERR/Sv は NRRW 3rd

を主体としたプール解析） ，米国（原子力発電施設主update より高い値を示しており，これは公表後に不備が体） ，フランスあったと発表されたカナダのデータが寄与している可能

9)

10)

11)

12)

，カナダ

13, 14)15)との比較結果を以下に性がある 16, 17)。しかしカナダを除外した場合も，白血病

述べる（Table 4）。

を除く全がんの ERR/Sv は 0.58（–0.22，1.55）と依然高い点推定値を示している 18)。

1）NRRW 第 1 回，第 2 回解析
白血病を除く全がんにおいて，観察死亡数が第 1 回から約 8 倍に増加し，狭い信頼区間を実現している。第 1
回では有意ではなく今回有意な結果となったことは信頼

Table 4All cancers excluding leukaemia
ObservedNo.
Study
ERR/Sv (90%CI)
deaths2)–
1 NRRW 1st
1,435
0.467 (–0.12, 1.20) *1
2 NRRW 2nd 3)
3,020
0.086 (–0.28, 0.52)
3 NRRW 3rd 4)7,455
0.275 (0.02, 0.56)
10,8850.266 (0.04, 0.51)
4 NRRW 3rd update 1) 11,329
0.285 (0.06, 0.53)
19,296
0.283 (0.10, 0.48)
5 J-EPISODE 9)
1,3260.29 (–0.81, 1.57)
6 15-country 10)
5,0240.97 (0.27, 1.80)
10,8770.14 (–0.17, 0.48)
7 US (Pooled) 11)
8 US (NPP) 12)368
0.506 (–0.21, 4.64) *4
9 France 13, 14)2,3120.34 (–0.56, 1.38) *4
468
1.20 (–0.73, 4.33)
10 Canada 15)

Italic denotes the results of incidence.
*1: All cancers.
*2: Liver and gallbladder.
*3: Trachea, bronchus, lung, pleura.
*4: Solid cancers.

4）米国（Pooled）
白 血 病 を 除 く 全 が ん の 観 察 死 亡 数 は 10,877 人 とThe comparison of ERR/Sv with other studies.
Stomach cancer
Observed
ERR/Sv (90%CI)
deaths–139
0.126 (–1.20, 2.13)–0.032 (–0.95, 1.49)255
518
0.336 (–0.51, 1.58)618
0.305 (–0.44, 1.37)659
0.274 (–0.47, 1.34)846
0.2 (–0.42, 1.05)–0.20 (–2.94, 2.55)
218
347
0.49 (<0, 3.92)
1698

19.50 (–2.23, 141)4.02 (<0, 13.74)

Liver cancer
Observed
deaths
20
43
89
86
195
206
138
62

80

ERR/Sv (90%CI)–0.196 (<–1.96, 12.83) *2
0.60 (<–1.95, 9.67) *2
0.80 (–1.19, 8.28)–0.09 (<–1.93, 6.58)
1.61 (–0.04, 6.18)
0.2 (–1.50, 3.43)
3.89 (–0.46, 10.34)
6.47 (<0, 27.0)

1.71 (<0, 8.47)

Lung cancer
Observed

ERR/Sv (90%CI)
deaths491 0.124 (–0.80, 1.52) *3
959 –0.11 (–0.72, 0.72) *3
2,230 0.106 (–0.35, 0.67)
2,222 0.051 (–0.41, 0.62)
3,058 0.028 (–0.38, 0.51)
3,263
0.13 (–0.28, 0.61)
319
0.94 (–1.24, 3.90)
1,457
1.86 (0.49, 3.63)
3,514 0.069 (–0.43, 0.66)
125 0.246 (<–2.51, 8.44)
585
1.20 (–0.63, 3.55)
174
3.13 (–0.45, 10.4)

Outline of the Latest NRRW Analysis

33

NRRW 3rd update の 11,329 人に迫る規模となっており，肺， 胸 膜 が ん を 除 外 し た 場 合，ERR/Sv が 0.97（0.27，

肺がんでは 3,514 人と NRRW 3rd update の 3,058 人を上1.80） か ら 0.59（–0.16，1.51） へ と 減 少 し， い ず れ も回っている。ERR/Sv は白血病を除く全がんで 0.14（–0.17,

累積線量と喫煙との交絡が疑われる結果となっている。

0.48） と NRRW 3rd update 0.285（0.06，0.53） の 半 分，

INWORKS 7) においても，固形がんから喫煙関連がんを肺がんでは 0.069（–0.43，
0.66）と NRRW 3rd update 0.028

除外した場合に ERR/Gy が 0.47 から 0.37 と減少するこ（–0.38，0.51）の倍であるが，いずれも有意ではない。

とは，喫煙による交絡の可能性が幾分あることを示唆している 20, 21)。

5）米国（NPP），フランス，カナダ

このように喫煙による交絡の状況はコホートごとに異これらの研究における ERR/Sv は NRRW 3rd update よなる。また，NRRW の前回解析と今回解析においてもり高い値を示しているが，胃がん，肺がんでは観察死亡

喫煙による交絡の状況が異なることが示唆されたこと数が少ないため，信頼区間は広くなっている。

は，同一コホートにおいても観察期間の延長により，線量，喫煙状況が変化し，その結果として交絡の状況が変

本論文の結果は，他の研究と比較して観察死亡数，罹化する可能性があると言える。

患数が多いため信頼区間は狭い。ただし研究間ではコ
健康労働者生存効果

ホートの組成（例えば主たる雇用先が発電施設か，軍需

2.

関連か等）や，調整変数等の解析条件が異なることには

高線 量被 ばく 者の 寄与 を調 べる ため， 累積線 量 を留意する必要がある。
IV

解析結果についての考察

以下の記述は特に記載がなければ死亡解析の結果に基づく。

400 mSv 未満，200 mSv 未満，100 mSv 未満に限定した解析を行っている。白血病を除く全がんの ERR/Sv は，線量群を限定しても有意なままであったが，白血病・肺・胸膜を除く全がんでは全線量を用いた場合のみに有意で，400，200，100 mSv 未満に限定した場合には有意性は消失した。解析対象とする線量をより低い範囲に限定

1.

喫煙による交絡するごとに ERR/Sv が増加することは，高線量群の相対喫煙による交絡について検討するために，白血病を除リスクが低いことを意味し，これは健康労働者生存効果

く全がんから，さらに肺がん，胸膜がんを除外した解析（Healthy Worker Survivor Effect: HWSE）の可能性があるを行っている。その結果，ERR/Sv が 0.28（0.06，0.53）ためと述べている。

から 0.37（0.11，0.65）と上がること，および COPD（慢性閉塞性肺疾患：原因の 90% 以上が喫煙）の ERR/Sv

コメント

が –0.62（–0.96，–0.18）と負であることから，累積線量

HWSE は，従事を継続する者は離職する者に比べてと喫煙との交絡（累積線量が高い従事者ほど喫煙率が高健康になる傾向，言い換えれば健康な者が従事を継続でいこと）はありそうになく，むしろ負の相関がある可能

き る 集 団 と し て 選 択 さ れ る プ ロ セ ス を 言 う。A
h22)
rig

性を示唆している。しかしながら前回解析では，喫煙関

は，「曝露が死亡率に影響を与えないという仮定の下で連の非がん（著者注：おそらく循環器系疾患のこと）には，長期従事者は短期従事者より曝露量が多くなるが，おいて累積線量と死亡率との有意な正の関連が見られた

HWSE により長期従事者の死亡率は短期従事者より低ことから，喫煙による交絡についてのシンプルな解釈はくなる」と述べている。HWSE は日本のデータ 23) にお困難であるかもしれない，と述べている。

いても，従事年数の増加と共に死亡相対リスクが減少する傾向として見られている（Fig. 1）。INWORKS の白血

コメント

病論文 24) においても，解析対象とする線量をより低い

日 本 の 調 査 19) で は， 喫 煙 情 報 を 有 し な い 者 を 含 む

範囲に限定する方法が用いられているが，信頼区間は広204,103 人を対象として白血病を除く全がんから肺がん

くなるものの，点推定値はほとんど変わらないという結を除外した場合，ERR/Sv が 1.20（0.43，1.96）から 0.66

果となっている。前述した日本のデータでは非がんに比（–0.18，1.50）へと減少した。また，国際がん研究機関

べてがんは，より弱い HWSE を示している。INWORKS（International Agency for Research on Cancer：以下 IARC）の結果は白血病では HWSE が存在しないことを示唆しによる 15 か国解析 10) では，白血病を除く全がんからている可能性が考えられる。

Shin’ichi Kudo, Akemi nishide, Keiko yoshiMoto, Hiroshige Furuta and Shin saigusa

34

いて，内部被ばくのある従事者とない従事者のサブグ
ループ解析の結果，ERR/Sv は双方とも 1.2 であった（筆者注：おそらく白血病を除く全がんの結果）。全線量域の解析において，100 mSv 未満に限定した場合に比べてERR/Sv が減少することは前述の HWSE によると思われるが，その効果は高線量群をより多く含む内部被ばくのある従事者の方が強い。
Fig. 1 Relative risks of mortality by duration of employment
with Japanese cohort.

コメント
INWORKS の非がん論文 25) では，循環器系疾患，虚血性心疾患，脳血管疾患のいずれも内部被ばくのある群

3.

内部被ばくの検討

が，ない群に比べて高い ERR/Sv を示した。これについ内部被ばくの検討のために 2 つの方法が行われていて INWORKS の著者らは考察で以下のように述べている。1 つは内部被ばくモニター（以下では単に「内部被る。
「内部被ばく状況のデータは，内部被ばくの有無のばく」という）の有無による層別調整，もう 1 つは内みであり，従事期間のどの時点で内部被ばくが発生した

部被ばくのある者（解析対象者全体の 25%，がん死亡のかはわからない。このため内部被ばくがある者は，従者では 31%）を除外する方法である。前者の方法では，事の最初から最後まで内部被ばくがあったと仮定した。

死因解析において，白血病を除く全がんは有意ではな

しかし内部被ばくが従事開始から発生することは考えにくなったが，白血病・肺・胸膜を除く全がんは有意な

くいため，観察人年の初めの部分は内部被ばくがないにままであった。後者の方法では，白血病を除く全がんのもかかわらず，内部被ばくがある群の観察人年として累ERR/Sv は 0.28（0.06，0.53） か ら 0.66（0.20，1.18） へ積される。観察初期は低線量であるから，この結果，内と倍増した（罹患解析では 60% 増）。白血病・肺・胸膜部被ばくがある群における低線量群では人年の水増しにを除く全がんは 0.74（0.22，1.33）と有意なままであった。

よる死亡率（＝観察死亡数 / 観察人年）の減少が発生すこの方法では，直腸がんと膀胱がんは有意性が消失した

る。一方，内部被ばくがない群ではこれと逆のことが起が，胃がんでは 0.27（–0.47，1.34）から 2.65（0.60，5.82）

こる。本調査で見られた内部被ばくのある群が，ない群と 10 倍になった。

より高い ERR を示した原因はこれによる」。Fig. 2 はこ

内部被ばくのある従事者は外部被ばく線量も高い傾向の状況の模式図である。内部被ばくのある群の低線量域があり，100 mSv 以上を被ばくしたがん死亡者のうちのでは死亡率の分母である人年が増え，死亡率が下がる。

67% を占める。また，100 mSv 未満に限定した解析にお高線量では人年が増える度合いは低線量域より少ないた

Fig. 2Treatment of internal exposure period and predicted results in NRRW.

Outline of the Latest NRRW Analysis

35

め死亡率はほとんど変わらない。この結果，ERR の傾に増加する傾向が示されているが（Table 5），本論文できを大きくさせる。

は 10 年から 15 年の部分が増加とはなっていない。このNRRW における内部被ばく状況のデータも，内部被原因は NRRW 以外の解析では潜伏期間の人年を 0 mSv

ばくの有無のみであるため，本論文においても内部被ばとして含めるが，NRRW 解析では除外することに起因

く状況が誤分類された結果，人年が誤分類されたことにしている可能性がある（Fig. 3）。前者では総観察死亡数

ついて言及されている。しかし内部被ばくのある者を除は潜伏期の有無にかかわらず不変であり，累積線量が外した結果，ERR/Sv が増加することは，「内部被ばく少なくなるため線量群ごとの ERR は低線量側に移動し，ありの群における ERR/Sv < 内部被ばくなしの群におけこの結果 ERR/Sv の傾きが大きくなる（Fig. 4）。累積線

る ERR/Sv」を意味し，これは INWORKS 非がん論文

25)

量の減少により線量カテゴリーを移動するケースもあるで示された「内部被ばくありの群における ERR/Sv >が，全体への寄与は少ない。後者では潜伏期を考慮する

内部被ばくなしの群における ERR/Sv」とは逆の結果とと総観察死亡数が減少し，ERR の傾きは死亡数の減少なっている。内部被ばくのある者を除外した解析結果は度合いと累積線量の減少度合いによって決定される。潜INWORKS のがん論文 にも記載されている。白血病を伏期間における人年を除外すべきかどうかについての共除く全がんの ERR/Gy の点推定値は 0.48 であり，内部通見解はないと筆者は理解しているが，前者の方法を採被ばくのない者の ERR/Gy は 0.72 であるため，こちら用している研究が多いようである。これは潜伏期の考慮も「内部被ばくありの群における ERR/Gy < 内部被ばくにかかわらず観察死亡数が一定であることのわかりやす

なしの群における ERR/Gy」という結果となっている。

さが一因である可能性が考えられる。

7)

これらの結果を勘案すると，INWORKS 非がん論文にお従事年数による調整

いて言及された人年の誤分類の効果はそれほど大きなも5.

のではなく，内部被ばくのある者を除外した解析結果は，従事年数を 0–9，10–29，30 年以上に区分して調整変

その集団内における内部被ばくのある者の線量と死亡率数に加えた場合，ほとんどの死因において調整前と同様に左右される可能性が考えられる。

の結果が得られた。白血病を除く全がんの ERR/Sv は以下のとおりである。

4.

潜伏期変更解析

潜伏期について 10 年の他に 15 年，20 年を仮定した

従事年数調整前0.28（0.06，0.53）

従事年数調整後

0.37（0.09，0.88）

解析が行われている。白血病を除く全がんの ERR/Sv は以下のとおりである。

コメント

10 年

0.28（0.06，0.53）

一般に累積線量と従事年数とは正の相関（線量の高い

15 年

0.27（0.03，0.53）

従事者ほど長い従事年数を有する，別の言い方をすれば20 年0.35（0.08，0.65）

長い従事年数の結果として高い累積線量を有する）があると考えられる。白血病を除く全がんの ERR/Sv の点推

コメント

定値が従事年数の調整で 30% 増加したことは累積線量

IARC による 15 か国非がん論文 ，INWORKS 非がん（≒従事年数）と死亡率との負の相関，すなわち高線量

論文 25)，フランスの放射線疫学論文 13)，日本の放射線疫群における HWSE の存在を示唆している（Fig. 5）。15

学調査報告書

か国解析 10)，日本の解析 9) では従事年数の調整は ERR/

26)

27)

では潜伏期が長くなるほど ERR が単調
Table 5Lag
(year)
0
2
5
10
15
20

15-country study 26)
Circulatory diseases–0.14 (–0.53, 0.32)–0.02 (–0.46, 0.48)
0.09 (–0.43, 0.70)
0.48 (–0.23, 1.31)
0.30 (0.12, 0.49)

ERR/Sv and CI for various lag assumption.
INWORKS 25)
Circulatory diseases–0.04 (–0.85, 0.89)
0.09 (–0.03, 0.22)
0.13 (0.004, 0.27)
0.22 (0.08, 0.37)
0.29 (0.13, 0.46)

95%CI for 15-country study, 90%CI for other studies.

France 13)
Solid cancers
0.80 (0.15, 1.46)
0.05 (–0.78, 1.00)
0.14 (–0.71, 1.12)
0.34 (–0.56, 1.38)
0.36 (–0.63, 1.50)

J-EPISODE 27)
All cancers ex leukaemia

1.10 (0.40, 1.80)
1.20 (0.43, 1.96)
1.27 (0.39, 2.15)
1.58 (0.45, 2.72)

Shin’ichi Kudo, Akemi nishide, Keiko yoshiMoto, Hiroshige Furuta and Shin saigusa

36

Fig. 3 The comparison in methodology of person-year
calculation and radiation dose accumulation between
NRRW and other studies.

Fig. 5 Adjustment for duration of employment increases
ERR/Sv by HWSE in high dose group.

内部被ばくのある従事者を除外した場合，白血病を除く全がんの ERR/Sv は 0.28（0.10，0.48）から 0.62（0.25，
1.02）と ERR/Sv は増加した。部位別では直腸のみが除外後も有意に高い ERR/Sv を示した。
従事年数の調整は白血病を除く全がんの ERR/Sv を0.28（0.10，0.48）から 0.34 に増加させたが，白血病・肺・胸膜を除く全がんでは影響がみられなかった。白血病を含むリンパ造血系では ERR/Sv が 0.92（0.22，1.78）から減少し有意ではなくなった。
Fig. 4 ERR/Sv increases by lag assumption. Circles denotes
ERRs by dose category. ERRs by dose category move left
due to decreasing cumulative dose by lag assumption.

コメント
非黒色腫皮膚がんは前回の 326 例から 5,460 例と大幅に増加した。前回解析までは，初めて発生したがんが非黒色腫皮膚がんの場合は，他の部位のがんが記録されてSv を大きく増加させた。白血病を除く全がんの ERR/Sv

いない場合，及び部位不明や二次がんで死亡した場合のと 90%CI を Table 6 に示す。

みに非黒色腫皮膚がんとして分類されていた。今回のupdate では初めて発生したがんが非黒色腫皮膚がんの場

6.

罹患解析

合は全て非黒色腫皮膚がんとして分類された。症例数の罹患を指標とした疾患別の ERR/Sv は Table 3 に示し大幅な増加はこのことに起因すると思われる。ERR/Sv

たとおりである。罹患についても死亡と同様の解析が行は前回の 1.497（0.23，3.4）から 0.797（0.40，1.24）とわれている。

点推定値は約半分となったが，信頼区間が狭くなったた

内部被ばくでの調整は，死亡解析と異なり罹患解析ではほとんど影響がみられなかった。ただし大腸は 0.42

め前回同様，今回も線量とともに有意に増加するリスク推定値が示された。

（–0.13，1.12） か ら 0.71（0.06，1.55） と 有 意 に 高 い
部位別解析

ERR/Sv を示し，逆に非ホジキンリンパ腫は 1.26（0.24，

7.

2.63）から有意ではなくなった。

部位別解析の詳細な結果は，Tables 2，3 に示した。

Table 6 ERR/Sv and 90% CI before and after adjustment for duration of employment instudy of 15-country and Japan.
Study
Before adjustment for duration of employment
After adjustment for duration of employment

15-country study 10)
0.31 (–0.23, 0.93)
0.97 (0.27, 1.80)

J-EPISODE 9)
0.29 (–0.81, 1.57)
0.83 (–0.42, 2.32)

Outline of the Latest NRRW Analysis

37

性別解析では女性の直腸（死亡），卵巣（罹患）で有意とは，この NRRW コホートを含む INWORKS でも同様に高い ERR/Sv が得られたが，女性の死亡，罹患の多くの問題がある。

は最低線量カテゴリーに属し，観察死亡数も十分ではな

喫煙，高血圧，BMI 等の交絡に関する情報がないこい。内部被ばくのある者を除外した解析では，直腸（罹患）とは多くの放射線疫学調査に共通の問題である。特に健のみが全体を対象とした場合の 1.084（0.23，2.2）より

康状態に大きな影響を与える喫煙を調整した放射線業務

大きな 1.70（0.16，3.94）という ERR/Sv が示された。

従事者を対象とした死亡調査は，日本の他には MayakVを数えるのみである 30)。

研究の意義と限界VI

線量記録の不確かさが最大の研究の限界と述べてい結論る。特に放射線業務が開始されてから初期に用いられた

本論文は前回解析で得られたがん死亡と職業被ばくとフィルムバッジの検出限界値が高いこと，また，最初のの関連を更に補強するものとなった。追跡期間の延長に

20 〜 30 年における中性子被ばくの記録が不十分であるより，前回より狭い信頼区間を実現でき，得られたリス

ことが示されている。

ク推定値は LSS の調査結果と一致している，と著者ら次いで内部被ばくの定量的な記録が無く，フラグのみは結論づけている。

であることが述べられている。初期から従事を開始し，累積線量が 100 mSv を超えるような従事者は，この誤コメント差が大きいかも知れないことが示唆されている。しかし膨大な観察人年により ERR/Sv の信頼区間は狭く，い

このような不確かさにもかかわらず，100 mSv 未満に限

くつかの死因において線量と共に有意に増加するリスク定した解析において有意に高い ERR/Sv が得られたこと

推定値が得られている。これらについて著者らは，前回を述べている。

解析で得られたがん死亡と職業被ばくとの関連を更に補

最後に喫煙，高血圧，BMI 等の交絡に関する情報が強するものとなったと述べているが，結果の解釈に当ないことを，研究の限界として述べている。

たってはいくつかの留意すべき点がある。

コメント

本研究には線量記録の不確かさがあることを述べてい「V

研究の意義と限界」で述べたように，著者らは本研究の意義は，集団特性が比較的均一と思われる単る。これは INWROKS 等，古い時代の線量記録を使用

一国のコホートを用いて，370 万人年という単一国ではした研究に共通の問題である。さらに，内部被ばくの情

最大規模の観察人年に基づき，死亡解析のみならず罹患報がフラグのみであること，交絡に関する情報がないこ

解析の結果も示したことである。

と等の限界もある。

著者らは線量記録の不確かさが最大の研究の限界と述著者らは得られたリスク推定値は LSS の調査結果とべているが，これは古い時代の線量記録を用いた調査に一致しているとも述べているが，被ばく線量や線量率，共通した問題である。Wakeford は「初期の放射線業務

また，解析対象コホートの年齢構成，ベースラインリス

では光子線量のみならず中性子線量，放射性核種の吸入

ク等の特性や解析モデルが異なる研究間で結果を比較す

等についても記録されていない可能性があり，そのようる際には注意が必要である。

な状況で光子線量のみを用いて解析した場合にはリス以上述べたように本論文にはいくつかの留意すべき点

クが過大に推定される。
（低線量放射線による有意に高があり，本論文の結果のみをもって低線量放射線によるいリスクがあるとの）INWORKS の結果の解釈に当たっ

健康影響が見られたと結論づけることはできない。

てはその点を念頭に置く必要がある。
」と述べている 。
28)

また，Frome らは初期の欠損線量について最低検出限界値等を仮定する等の補正を行わない場合，補正を行った
場合よりリスク推定値が 50% 増となることを示している 29)。本論文では 1950 年代の線量データが使用されており，著者らも述べているように線量記録の不確かさを含んでいることについては留意する必要がある。
内部被ばくの量的な記録が無く，フラグのみであるこ

利益相反の開示
開示すべき利益相反はない。
参

考

文 献

1) R. G. E. Haylock, M. Gillies, N. Hunter, W. Zhang and
M. Phillipson; Cancer mortality and incidence following
external occupational radiation exposure: an update ofShin’ichi Kudo, Akemi Nishide, Keiko Yoshimoto, Hiroshige Furuta and Shin Saigusa

38

the 3rd analysis of the UK national registry for radiation

Y. Tseng and D. B. Richardson; Cancer mortality throughworkers. Br. J. Cancer, 119, 631–637 (2018).

2005 among a pooled cohort of U.S. nuclear workers2) G. M. Kendall, C. R. Muirhead, B. H. Macgibbon,
J. A. O’hagan, A. J. Conquest, et al.; Mortality andexposed to external ionizing radiation, Radiat. Res., 183,
620–631 (2015).

occupational exposure to radiation: first analysis of the12) G. R. Howe, L. B. Zablotska, J. J. Fix, J. Egel and J.

national registry for radiation workers, BMJ, 304, 220–

Buchanan; Analysis of the mortality experience amongst

225 (1992).

U.S. nuclear power industry workers after chronic low-3) C. R. Muirhead, A. A. Goodill, R. G. Haylock, J. Vokes,
M. P. Little, et al.; Occupational radiation exposure andmortality: second analysis of the national registry fordose exposure to ionizing radiation, Radiat. Res., 162,
517–526 (2004).
13) C. Metz-Flamant, O. Laurent, E. Samson, S. Caër-radiation workers. J. Radiol. Prot., 19, 3–26 (1999).

Lurho, A. Acker, D. Hubert, D. B. Richardson and

4) C. R. Muirhead, J. A. O’hagan, R. G. Haylock, M. A.

D. Laurier; Mortality associated with chronic external

Phillipson, T. Willcock, et al.; Mortality and cancer

radiation exposure in the French combined cohort ofincidence following occupational radiation exposure: third

nuclear workers, Occup. Environ. Med., 70, 630–638

analysis of the national registry for radiation workers. Br.

(2013).

J. Cancer, 100, 206–212 (2009).

14) C. Metz-Flamant, E. Samson, S. Caër-Lurho, A. Acker

5) D. L. Preston, E. Ron, S. Tokuoka, S. Funamoto, N.

and D. Laurier; Solid cancer mortality associated with

Nishi, et al.; Solid cancer incidence in atomic bombchronic external radiation exposure at the French atomic

survivors: 1958–1998. Radiat. Res., 168, 1–64 (2007).

energy commission and nuclear fuel company, Radiat.

6) K. Ozasa, Y. Shimizu, A. Suyama, F. Kasagi, M. Soda,

Res., 176, 115–127 (2011).

et al.; Studies of the mortality of atomic bomb survivors,

15) L. B. Zablotska, R. S. D. Lane and P. A. Thompson;report 14, 1950–2003: an overview of cancer andA reanalysis of cancer mortality in Canadian nuclear

noncancer diseases. Radiat. Res., 177, 229–243 (2012).

workers (1956–1994) based on revised exposure and7) D. B. Richardson, E. Cardis, R. D. Daniels, M. Gillies,

cohort data, Br. J. Cancer., 110, 214–223 (2014).

J. A. O’hagan, et al.; Risk of cancer from occupational

16) J. P. Ashmore, N. E. Gentner and R. V. Osbourne;

exposure to ionising radiation : retrospective cohort study

Incomplete data on the Canadian cohort may haveof workers in France, the United Kingdom, and the Unitedaffected the results of the study by the International

States (INWORKS), BMJ, H5359 (2015).

Agency for Research on Cancer on the radiogenic cancer8) M. Sokolnikov, D. Preston, E. Gilbert, S. Schonfeld
and N. Koshurnikova; Radiation effects on mortality

risk among nuclear industry workers in 15 countries, J.
Radiol. Prot., 30, 121–129 (2010).

from solid cancers other than lung, liver, and bone cancer17) Canadian Nuclear Safety Commision; Verifying Canadianin the Mayak worker cohort: 1948–2008. PloS One, 10,

nuclear energy worker radiation risk: a reanalysis of

e0117784 (2015).

cancer mortality in Canadian nuclear energy workers

9) S. Kudo, J. Ishida, K. Yoshimoto, S. Mizuno, S.

(1957–1994) Summary report INFO-0811 (2011).

Ohshima, H. Furuta and F. Kasagi; Direct adjustment for18) E. Cardis, M. Vrijheid, M. Blettner, E. Gilbert, M.

confounding by smoking reduces radiation-related cancer

Hakama, et al; Risk of cancer after low doses of ionisingrisk estimates of mortality among male nuclear workers inradiation: retrospective cohort study in 15 countries, BMJ,

Japan, 1999–2010., J. Radiol. Prot., 38, 357–371 (2018).

doi: 10.1136/bmj.38499.599861.E0 (2005).

10) E. Cardis, M. Vrijheid, M. Blettner, E. Gilbert, M.

19) S. Kudo, J. Ishida, K. Yoshimoto, S. Mizuno, S. Ohshima,

Hakama, et al.; The 15-country collaborative study

H. Furuta and F. Kasagi; Fifth analysis of mortality ofof cancer risk among radiation workers in the nuclear

nuclear industry workers in Japan, 1991–2010, Jpn. J.

industry: estimates of radiation-related cancer risks,

Health Phys., 51, 12–18 (2016) (in Japanese).

Radiat. Res., 167, 396–416 (2007).
11) M. K. Schubauer-Berigan, R. D. Daniels, S. J. Bertke, C.

20) M. P. Little; Ionising radiation in the workplace, BMJ,
351, h5405 (2015).

Outline of the Latest NRRW Analysis21) s. iwai, t. seMba, K. ishida, s. taKagi and T. igari;
Epidemiological studies of radiation workers in nuclear
facilities, J. At. Energy Soc. Jpn., 59, 377–384 (2017).

39

the 15-country study of nuclear industry workers. Int. J.
Epidemiol., 36, 1126–1135 (2007).
27) REA, Nuclear Regulatory Agency comissioned report:

22) h. M. arrighi and i. hErTz-piccioTTo; The evolving

Epidemiology study of effects of low dose radiation on

concept of the healthy worker survivor effect.

human health. The fifth report 2010–2014, Radiation

Epidemiology (Cambridge, Mass.), 5, 189–196 (1994).

Effect Assosiation (2015) (in Japanese).

23) s. Kudo, j. ishida, K. yoshiMoto, s. Mizuno, s. ohshiMa28) r. waKeFord; The growing importance of radiation

and F. Kasagi; Mortality among Nuclear Industry

worker studies. Br. J. Cancer, 119, 527–529 (2018).

Workers Considering Radiation Dose and Duration of29) e. l. FroMe, d. l. cragle, j. P. watKins, s. wing, c. M.

Employment. 48th Annual Meeting of Japan Healthshy, et al.; A mortality study of employees of the nuclear

Physics Society, 42, (2015) (in Japanese). Availabe at:industry in Oak Ridge, Tennessee. Radiat. Res., 148,

http://www.rea.or.jp/ire/pdf/20150703announce.pdf,
Accessed 23 October 2018.

64–80 (1997).
30) s. Kudo, j. ishida, K. yoshiMoto, h. Furuta and F.

24) K. leuraud, d. b. richardson, e. cardis, r. d. daniels,

Kasagi; Differences in the methods used in radiation

M. gillies, j. a. o’hagan, et al.; Ionising radiation andepidemiological cohort studies among nuclear workers inrisk of death from leukaemia and lymphoma in radiation-

each country. Jpn. J. Health Phys., 52, 265–274 (2017) (inmonitored workers (INWORKS) : an international cohort

Japanese).

study, Lancet Haematol., 2, e276–e281 (2015).
25) M. gillies, d. b. richardson, e. cardis, r. d. daniels,
j. a. o’hagan, et al.; Mortality from circulatory diseases

工藤伸一（くどうand other non-cancer outcomes among nuclear workers（公財）放射線影響協会放射線疫学調査

in France, the United Kingdom and the United States

センター統計課所属。1991 年より放射(INWORKS). Radiat. Res., 188, 276–290 (2017).

線業務従事者を対象とした疫学調査の統しんいち）26) M. vrijheid, e. cardis, P. ashMore, a. auvinen, j. M.

計解析を担当している。

bae, et al.; Mortality from diseases other than cancer

E-mail: s_kudo@rea.or.jp

following low doses of ionizing radiation: results from