未熟児についての一考察 第II報　:　（淀橋保健所管内における調査）

8 〔原 著〕 （東京女医大講説27巻第12号頁715一 725昭和32年12月）

未熟児についての一考察第二報

（二二保健所管内における調査） 緒 東京女子医科大学衛生学教室（主任 吉岡博入教授） 言 水 ミズ

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（受付昭和32年8月22日）

我が国乳児の三：大死門中，肺炎及び下痢腸炎等 による死亡は近年著しく減少した・が，早産及び先 天性弱質等による死亡は前二者に比較して減少が 著しくなく，依然乳児死因の第一位を占めている。 そこで今や小児衛生の問題はこの先天性原因によ る死亡を解明する点にあり，そのため出生を中心 として種々の研究が展開されている。 著者i）2）はさきに，川崎市中央保健所管内の5 年間の出生半にもとづき，出生時体重を中心とし てこれに関係があると思われる社会生物学的因子 との関係を調査するとともに，1年未満の死亡票 を用いて未熟児についての調査を行い報告した。 即ち，未熟児の定義については国際的になお論議 の多いところであるが，一般には2，5009以下が 用いられている。我が国では2，5009未満として 取扱っており，この点に関して山下等6）”’5）は体重 別乳児死亡率より検討して男児では一応妥当とみ なしている。しかし男女の出生時体重に生物学的 差異があること1）6）から老えて，未熟児の境界は 男女別々に定めるべきであり，二等9）7）にならっ て女児の未熟児の境界を2，450 9とすることにつ いて再検討した。その結果女児の未熟児の境界を 2，450g未満とする方が合理的である。そこで女 児の未熟児を2，4509未満として，未熟児成熟児 別に，出生時の祉会生物学的環境が新生児死亡及 び乳児死亡に如何なる影響を及ぼすかを観察報告、 した。 今回は淀橋保健所管内における出生及び1年未 満の死亡につき前回と同様な調査を行ったのでこ sに報告する。 なお淀橋保健所管内をえらんだ理由は，品等の 調査及び著者の前回の調査は，いずれも都会地で はあるが，杉並は東京都の周辺地であり，川崎は 地方的都市であるため，今回は都心部をえらび， 今迄の調査結果と比較しつ＼研究した。 資料及び調査方法 出生票は昭和27年1月から30年12月までの4年間に 淀橋保健所管内で出生したもの10，138枚を用いた。 死亡票は同出生児の1年未満の死亡によるもの（昭和 31年にわたる）159枚を用いた。新生児死亡は生後4週 未満に死亡したものの死亡票87枚を用いた。第三国人 及び必要項目に不明な点のある出生票及び死亡票や， 該当する出生票のない管外よりの転入者の死亡票は除 外した。なお当管内は東京都の中では移動のはげしい 地区の一つであるため，該当する出生票のない死亡票 がかなりあり，そのため利用できる死亡票は実際の死 亡数よりもかなり少くなったが，本研究の目的には支 障がないものと考える。 検定方法は百分率の差の検：定により， Pl−P2 t＝，ノ更1亟。Po．Sl・・亜）、峨を用いた・た nl n2 だしP1， P2は比較する二つの百分率， nl， n2は二 標本のそれぞれの観察数である。社会生物学的因子に よる分類の中，身分別新生児死亡の成熟児，死産の有 無別新生児死亡の成熟児では，分類群の例数が少いた

Tamiko MIZUTANI （Department of Hygiene， Tokyo W”omen’s Med． Coll，） ： Observations on the premature infants． 一ll． （lnvestigation in Yodobashi Health Center．）

9 め，ジ検定法にYatesの補正を用い x？，．． （ad−bc一一1一（a＋b＋c“d）12（a＋b＋c＋d） （a十6） （c十d） （a十。） （b十d） の式によって検定した。式中a，b，c，d，は四ツ目 ．表の各項中の数である。 研究結果及び考察 1未熟児の境界 1．体重別出生 4年号に出生した男児5，252名，女児4，886 名，計10，138名について，100g階級の体重度 数分布をしめすと第1表及び第1図のごとくであ る。即ち3，0eo 9未満では2，0009代を除いて常 第1表 1グ00 600 出 」”OO 数400 300 2ao ノ00

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／．0 2．o ． 3．0 4，0 イ本 重 （K 9・） 第1回 出生時体重度数分布（淀橋） 出生時体：重別乳児死亡及び新生児死亡 s．o e 体重 （kg） 男 b’ ， 出生数

乳児死亡

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乳児死亡 新生児死亡

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に女児の出生が多く，3，000g以上では常に男児 の出生が多い。これより算出した平均出生時体重 は次のごとくで，性差は81gであり，有意の差 を認める。 男文＝3，119g（Sx ＝437 g） 女X＝3，038g（Sx＝442 g） このことは生物学的に男女間に明らかな差を有す ることをしめすものである。それ故に低い体重に おいては女児の出生が多く、高い体重では男児の 出生が多いことは当然のことであり，未熟児の境 界である2，5009附近では，男女の出生数にかな 22，000 20，000 i B．OOO 1 6，000 出 1 4，000 生 ［2，000 数 10，000 8，000 6，000 4000 2．000 1

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’……’ ’；w’・，．．． 馳：：一＝こ ’2，0 3．0 4．0 体 重（Kg） 出生時体重度数分布（26年全国） 出生数（10％抽出） ご7 りの開ぎが認められる。なfO・ 3， OOO 9代を頂点と してその両側，特に2，9009代は深い凹みをつく ってい．るが，これは川崎におけると同様，3， OOOg に近いものがいずれも3，0009として認載される 結果であろう。しかしこの凹みは川崎（第2図） に比らべれば浅く，他も比較的なだらかな線をえ がき，昭和26年の全国（第3図）と比較しても正 規分布に近い分布をしめしている。これは本地区 が川崎や全国に比らべて都会の中心地であり，文 化的水準が高いため出生時体重の記載が比較的正 確になされるためであろう。 未熟児の境界は，欧米では2，5009以下として 2，5009を含めているのに反し，我が国では 2，5009は成熟児として扱っている。しかし，2，5009 附近のものが2，5009として記載されるであろう ことから考えて，2，5009を入れるか否かにより 未熟児の数は相当異ることが想像される。即ち， 2，5009代は第1表のごとく（男女の計）390名 で，その中丁度2，5009のものは173名（44％） の多数にのぼり，2，5009を入れるか否かにより 未満児の数は以下のごとくことなる。2，5009を 入れない揚合の未熟児は2，5009を入れた揚合の 82％（794×100／967）にあたる。未熟児出生率は 2，5009を含めぬ場合は7．8％であるが，2，5009 を含めると9．5％となりその差は1．7％にもなり 統計学的に有意である。それ故2，5009を含める か否かに関し，なお検討されるべきであ一ろう。 2，500gを含めない揚合の未熟児数 794（出生中．7・8％） 2，500gを含めた出合の未熟児数 967（出生中 9．5％） 2．体重別新生児死亡及び乳児死亡 生後28日未満に死亡した乳児の死亡率と出生時 体重との関係を，各体：重階級別の死亡率

（そ耀脚輩死匪・…）によってあ

第3図 或体重階級の出生数 らわすと第1表及び第4図のごとく男女によりこ となることがわかる。体重1，500g未満及び 4，0009以上は少数例のため結論をさけるが，男 女とも出生時体重の小さいものに死亡率が高く， 体重の増加するに従い減少する傾向がみられる。 男女の死亡率を比較すると，1，8009代では女児 が男児をはるかに凌駕し，2，2009，2，3009， 2，400g，2，600 g，3，400g，3，500 g代では女児 ・一 718 一

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11 50 表のご．とく7％代である。女児は境界を2，5009 とした場合に比べて0．8％の減少であるがなお男 児より高率であり，その差は有意である。総出生 性比が100をこえるのに比し未熟児の性比は97 （2，5009とする揚合は88）であるが，「早産性比 は93で，男児は早産児が少いために未熟児の出生 も少いことがわかる。 第2表 未熟児及び早産児の出生割合及び出生性比

出生数鷺盛肇、tbL、麟嚥肇、錫，

男1 ・・ 252372］ 一一一 j …一・ 7． 11 212 4．0

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睡性比・・7（、l11 93

（）内は男女共2，5009未満の場合 第3表 未熟児の在胎山留出生割合と性比 り り ／0 20 3，0 4．0 夕0 体重触，） 第5図 体重別乳児死亡率 が僅かに高率である。その他の階級ではいずれも 男児が女児よりも高率をしめす。女児の死亡率が 不規則に高率をしめしたのは少数例のためと老え る。次に乳児死亡についても同様なことが観察さ れる。即ち第1表，第5図のごとくである。薪生 児死亡に見たと同様，体重の増加にしたがい死亡 率は減少する傾向がみられる。1，800g，2，300g， 2，400g，2，60eg，2，700g， 3，40⑪g，3，500g， 3，600g代を除く他の階級ではいずれも男児は女 児より高い死亡率をしめす。 ここで2，5009代の乳児死亡について分析する と，前述のごとく2，5GOg代の出生の44％は丁度 2，5009であるが，死亡数では男児2，5009代の

死亡数6名中4名即ち67％が丁度2，500gであ

る。これは著者2）及び甕6ノ等の結果と一致して居 るので，未熟児であるべき2，4009代のものを切 上げて2，5CO 9として記載したのであろうと言う 想像の根拠が一層強くなった。以上のごとく体重 別死亡率からみても男女間の性差は明らかであ り，女児の未熟児境界線を男児より低い体重にお くことは妥当と考える。 3．未熟児の出生割合 川崎における調査と同様，女児の未熟児境界を 2，4509として未熟児の出生割合を見ると，第2

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（） 内は男女共2，5009未満の場合 次に未熟児の出生を在胎月数により満期産児と 早産児にわけて観察すると，第3表のごとくであ る。未熟児中の皐産児は男児32％，女児39％でそ の差は有意であって，女児の未熟児は男児より早 産児が多いことがわかる。なお，早産児の出生性 比は79（2，5009の場・含は76）であり，満期産児 の出生1生比は109（2，5009の場合は95）である ことからも，女児の未熟児は早産児が多いことが わかる。この点は著者2）及び甕6）等の報告と異る 点である。即ち前回の調査では，女児の未熟児の 大部分は満期産児であって，体重は2，5009未満 であっても在胎月数は10ケ月のものが多かった。・ しかし本調査では未熟児の40％が早産児であっ た。このことから，本調査では体重のみで未熟児 を定める方法が一応妥当な感をうけるが，なおこ の点に関し更に都心の一地区をえらんで検討する つもりである。 4．体重別，在胎月別にみた薪生児死亡並びに 乳児死亡 成熟児，未熟児について満期産，早産別に出生 100に対する新生児死亡率を観察すると第4表の ごとくである。総数，男，女ともに未熟児は成熟 一 719 一一

12 第4表 満期産早産別成熟児未熟児別新生児死亡率 総；1三

農驚1・・月以上1・ヵ月以下

計

成熟児

O． 24（22f9209） 1． 14 1 O． 26 （2f175） 1 （24f9384） 未鞭1、、§幽（19ンll、）（、llll、） 計 O． 36 1 11． 82 1 O． 86_{（35f9698） 1 （52f440） j （87flO138）}

男 女

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成熟児

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（11／234） ［ （30f148） 1 （41／382）4J．76ro 一・ Mto．27TJO一．73’r 計 d’i7／s−2’1 1−3160 1 ！41，ww．38／4658．）pm／31f228）rL （69f48．8rc6｝

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成熟児

（7／4424）

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1． 25 1 O． 18 （lf80） 1 （8f4504） 計 O． 32_{（15f4658）} 1− U］t9−T−8一．64 （25／14塾）一 （呂3∠382） O’Js−4−fi． 46 （26／228） 1 （41／4886） 児よりはるかに高い死亡率をしめす。さらに表の 計によって早産児と満期産児を比べると，早産児 は満期産児より高い死亡率をしめし，これらは諸 氏2）5）6）8）9）の報告と同様である。同様なことは第 5表の乳児死亡率においても観察される早産児の 成熟児と，満期産児の未熟児の死亡率を比較する と，早産児の成熟児がやや低率である。続計学的 第5表 満期産早産別成熟児未熟児別乳児死亡率 総 数 には乳児死亡率の女児のみ有意の差を認める。こ の点は川崎の調査と異る点であって，川崎では早 産成熟児の死亡率が高かったbこれからも本調査 では体重のみによる未熟児のきめ方が妥当な様に 思われる。 H 未熟児と出生時の社会生物学的因子 1．未熟児と出生順位 1） 出生：第6表のごとく第1子中の未熟児は 8．4％で，第2子以上よりやや高率である。統計 学的にもその差は有意である。第1子は第2子以 上の出生児より出生時体重が低い1）ことから考え て当然である。 第6表 出生順位別未熟児出生

第・二障・子以上1計

成熟児

3， 956 i 5， 428 9， 384

果島島

（％） 365 （8． 44） 389 （6． 69） 754 （7． 44） 計 4， 321 5， 817 10， 138

t＞2

2）死亡：先ず新生児死亡について観察する と，第7表のごとく，未熟児成熟児とも第2子以 第7表 出生順位別新生児死亡

未熟児

1体：重別

謙務

10ヵ月以上 9ヵ月以下 dJ7Tg一’ C7−3LgZP9）． 4．ブb Ca3．f−489） 計

成熟児

．（f／gt75）．一i （一7．7／9．3．．84）

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四則

O． 99 計 一（曾6／96g呂） 22． 26 1 10． 88 ．〈．5．”9／265）．．！”一一（82f754） 一14＝一三牙一r皿……國』 1．56 （63！．4．．4．P．）1（！．5．9．！l．P−i，3．8一）

隣・副第・子以上

計 死 亡 （％）

26

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37

（9． 51）

63

（8． 36） 生 存 339 352 691 計 365 389 754 男 t〈2

成熟児

＼＼ff胎月数 ＼＼別10ヵ月以上 体重別．t．＼Σ 9ヵ月以下 計

成熟児

悉麺「 4． 71（12／225）一 r．’rs 計 ．（58／5040） ． （ 46 L47．8． 5）一1．” （3／95） 241”7”9’ g．一2”9−fllZ） Is’iJ／o’9 （32／212） i．．bb一 （49／4880） ユ1．02 （杢1∠372） 1． 71 （90／5252） ・

瞬・判第・子肚1計

死 亡 （efo） 6 （O． 15） Is’ Lt，一33）．一

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（O． 26） 生

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存 3，950 5， 410’ 3， gs6 1 ’ s， 42s 9， 360 9， 384 t〈2 一 720 一一

13 上がやや高率であるが，第1子との差はいずれも 有意ではない。次に乳児死亡については第8表の ごとく，新生児死亡と同様第2子以上の死亡率が やや高い。統計学的には白熱児のみ有意の差を認 める。以上未熟児の出生は第1子に多いにかかわ らず，死亡率は逆に第2子以上に高い傾向があ る。第2子は第1子に比較して母親の育児に対す る関心がうすく，未熟児よりは成二三が，また三 生児期よりはそれ以後の乳児期が放任されがちで ある。よって乳児死亡の成熱第2子では，有意の 差となってφらわれたもの・と思う。 第8表出生順位別乳児死亡 未熟児 第10表 身分別新生児死亡

未熟児

嫡出子1非嫡出子

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成熟児

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（O． 26） 生 存 9， 041 31，g 1 g，360 計 9， 065 ’319 9， 384 死 亡 g％）

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22

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77

（O． 82） 第11表 身分別乳児死亡

未熟児

嫡出子

非嫡出子 「 二 死 亡 74 gZ’（％i−U／iQ，2．9一） 生 存 （％） 生 存 計 645

8

（22・8う） 27 82 glo， s−s．．）一 ． 672 ｛1：．？ti｝i34−Lr．5．r−or3 1 9，307 3， 956 5， 428 9， 384 計 719 35 754 t〈2

成熟児

t＞2 2．未熟児と身分 1）出生：．第9表にしめすごとく非嫡出子の未 熟児は9．4％で嫡出子の7．4％よりやや高率であ るが，有意の差を認めない。 第9表 身分別未熟児出生 嫡出子 非嫡出子 死 亡 （％）

74

（O． 82） 3” g9．：．9fEL・u4y．

計 1

．…Vブi

生 存i8，・99・

316 gg，・一｛｝z）”s2）rr1 9， 307 計 9， 065 319 9， 384

L＿＿⊥幽魂歯髄子

計

成熟児

未熟児

（％） 9， 065 _{319】9・ 384} 7i9 （7． 35）

35

99，・一｛｝139） 754 （7． 44） 計 9， 784 3s4 1 lo，13s t〈2 2）死亡：新生児死亡を第10表で観察すると， 未熟児では非嫡出子の死亡が高率でその差は有意 である。成熟児では非嫡出子の死亡が0のため， X2検定法にyateの補正を行って検定すると， X2 ＝0．28， n＝ユ， p＞0．7となり有意の差を認め ない。乳児死亡は第11表のぐとく未熟児，成熟児 t〈2 とも非嫡出子の死亡が高率であるが，有意の差を 認めない。以上未熟児の出生は非嫡出子に多い が，死亡では差がない。以上著者2）及び甕等7）の 報告に比較して身分による影響はかなり少い。こ れは本地区が都会の中心部であって，：交化的水準 が高いためであろう。 3．未熟児と死産の有無 1）出生＝第12表のごとく，死産の既往のある 母親から生れる未熟児は13％で死産のない母親か ら生れる未熟児7％の二倍で，有意の差がある。 死産の原因として老えられる梅毒，妊娠腎等の疾 病は，同時に未熟児の原因ともなりうる故，死産 の既往のあるものに未熟児出生が多いことは当然 一 721 一一

14 第12表 死産の有無別未熟児出生

総有L死産墾

計

成熟児

21g 1 ．g，16s 9， 384

未熟児

（％） 34 720 754 一gt3．”4．4）一ualun−S．7，，．．2，8．）．一一fi［．一n．．．（z，一．lfp44）．Ll 計 253 ．g奄刀De．s．”Lttlg−e．．1

t＞2

であろう。 2）死亡：新生児死亡を第13表で観察すると未 熟児では死産の既往のないものの死亡がやや高率 であるが有意の差はない。成熟児では死産のない

ものの死亡が0のため，X2検定法にyateの補

第13表死産の有無別新生児死亡

未熟児

正を行って検定すると，X2＝1．88， n＝1，p＞ 0．1となり有意の差を認めない。乳児死亡は第14 表のごとく死産の有るものが未熟児，成熟児とも やや高率であるが，有意の差を認めない。以上死 産の有無は出生時体箪：には影響するが，死亡では 明らかな影響を認めない。 4．未熟児と分娩の揚所 「 1）出生：第15表にしめすごとく，施設の内外 別未熟児出生率は，施設内が高率でその差は有意 である。施設内分娩は母に疾病異常のあるものや 第1子が多いゆえ，未熟児出生の多いことは当然 第15表・分娩の場所別未熟児出生

随設内悔設外

1一’wh’L一：pt．va’i l−5’2ig6，一L−2’Z6，：’ 計

1死産司死灘「計

死 亡： ．．g％一．．）一．．． 61 1 2 cs． ssil 1 （s． 47」 1 生 存 32 i ，sg 1 計

34 i 720 1

63

⑱f−i塑 691 754 9， 384 （O／e） 482 1 （7．90） 1 計 6， 098

272 1 754

gQ，・」7L3）一L一（IZ，・一f1444）． 4， 040 ， 10， 138 t〈2

成熟児

1 ！一一・ 死 亡 （％） IL．一’y”v．tT

1生 存

死薦 死産無i

o （o） 22冒 （O． 2−4．） 219 9， 143 計

24

．．（．Q，一2−6）一一 9， 360 計 219 9， 165 9， 384 X2＝ユ．88 p＞O． 1 第14表 死産の有無別乳児死亡

未熟児

r−L ’L“一．’1．：．一 ． ” ．一．ir． ．死（％）亡

齬?ﾛ

擁七瀬死礁i

生 存 2s I

i

”76

一一（10， 56）． 644 計 82 ．（10， 88）＿

672

計 34 720 754 t〈2

成熟児

1死産有 死産無

死 亡 （％） 2 （O． 91）

75

（O． 82）

t＞2

であろう。 2）死亡：第16表に新生児死亡をしめす。未熟 児，域熟児とも施設外がやや高率であり，成熟児 では統計学的にも有意である。乳児死亡は第17表 のごとくで，新生児死亡と同様，未熟児，成熟児 とも施設外が高率であり，その差はいずれも有煮 である。以上未熟児の出生は施設内分娩に高率で あるが，死亡は逆に（新生児死亡の未熟児をのぞ いては）施設外分娩に高率である。施設内分娩は 前述のごとく母に疾病異常のあるものや解1子・が ’笙16表分娩の場所別新生児死亡

未熟児

匹露1三E塵盤繋念

1生

_v存

G鍔；1制

生剤

219 t〈2

成熟児

計 1

，。劃

塑i9，・・7

施設内’

施設外1計

奮（％∴1越・，．1 15’N’2−4’ cLo・fLt）一i T．”Nggt．zpt・26） 生 存 計 219 9， 165 興．．i 計

．互壁L璽駐一』避．

5，616 1 3， 768 1 9， 384 t〈2 t＞2 一一@722 一

15 多いが，社会的には恵まれた環境のものであろう から，出生後の生活環境も施設外分娩のものに比 し良好なためであろう。未熟児では新生児期は生 活環境のあまり良くないものでも，大切に育てら れるため，分娩の場所によって死亡率差がないの であろうか。 第17表 の場所別乳児死亡

未熟児

第19表 出生時立会人別新生児死亡

未熟児

L 医師樽離

匹％1引、謂，、q、1呈

計 生 存 431 260 1 1 一『6冨… g s・． ．36．） ．”． 691 計 da−il ，，o 1 754

螺子内灘下下

死1 肢黶c一｝一一

ﾂ

（％） 1 （8．92） 計

39 1 82

（14．34） 1 （10．88）

生倒

439 233 672 計 4s2 1 272 t＞2

成熟児

754 ．T．nvtt1 t〈2

成熟児

医師驚儒 計

死 亡 （e％） 9 （O． 17）

15

99，・一13．8．）． 餌 一 （O． 26）

些一二

計 5， 435 5， 444 3， 925 ［ 9， 360 3， g40 li g， 3s4 1

施設内調設外 計

34 一i一一一’一’ ’ 43 ’−− i’ ’一 ’ 77 （e．61） 1 （1 14）一 （0・登3） t〈2 死 ’亡 隆｝ 第20表 出生時立会人別乳児死亡

未熟児

生 存 5， 582 3， 725 9， 307 計 5， 616 3， 768 9， 384 1．−死 亡 1 （e．s）b i

⊥豊一師⊥蟻1寵［亙

43 ［ 39

99i 27） 一 1．一（．！−3r−4．5） ’82一”1 （10．88） 1 生 存 421 251 一’一”一一 @’一 @1 t＞2 5．未熟児と出生時立会入 1）出生：算18表のごとく医師立会のものにや や十六であるが，有意の差を認めない。 計 464 ii 一一L 290 672 745 第18表 出生時立会人別未熟児出生 t〈2

成熱児

□二J一・・II…一師⊥夢蔀…「｝］

械熟児｝・，4441

L暢兜下1▽1卸…

1計 5，908 4，230

L． ア

ト医師摯灘

計 3・94019・ 384 死（％）亡 生 存 （凱謝 orC 410 1

43

1

（1． 09） 3， 897 t T t t n y ． 一 一 ． ． 」 ，，．，Z3 i 9， 307

290 1 754

（6． 86） 1 （7． 44） mu 1 計 5， 444 3， 940 9， 384 10， 138

t〈1

2）死亡：新生児死亡は第19表にしめすごと く，未熟児，成熟児とも助産婦その他の立会のもの にやや高率であるが，有意の差を認めない。乳児 死亡は第20表のごとく新生児死亡と同様に，助産 婦その他の立会のものにやや高率であり，成熟児 では有意の差を認める。出生時の立会人は，最近次 第に医師が増’加しつつあり，立会人別によって出 生及び死亡率に有意の差がないことは当然であろ う。しかし乳児死亡の成熟児では，医師以外の立 会のものが高い死亡率をしめし，これは施設外分 娩の成熟児の高死亡率と同様に，この群では社会 t＞2 的経済的に恵まれないものが多いためであろう。 6．未熟児と単胎多胎 1） 出生：第21表のごとく，多胎の未熟児の出 生は三胎より遙かに高率であり，有意の差を認め る。また多胎の8G％近くが未熟児であることも真 弓21表 単子多胎別未熟児出生 単 胎 多 評 点

成熟児

未熟児1

gg／ ）．．． 計

g，37s ll gi g，3s4

擁狂⊂、，。，評 半弓

io， ogon 1 ₄₂ 10， 138 t＞2 一 723 一

16 然であろう。’ 2）死亡：新生児死亡は第22表に，乳児死亡は 第23表にしめすごとくである。いずれも未熟児で は多胎の死亡率がやや高いが，その差は有意では ない。成熟児では多胎児が僅かに9例であり，単 胎児の9，000例に比較してあまりに少数例のた め，百分率の差の検定の結果は有意ではあるか結 論はさける。以上より多胎児は，出生では未熟児 が多いが，死亡率は未熟児では単二と差がない。 第22表 単胎多胎SfJ新生児死亡 未熟児 単 胎 多 胎 二 死 亡 （o／o）

60

（8． 32） 3 （9． 10）

63

（8． 36） 生 存 ，6i 1 30 1 691 計 ，2i 1 ，3 1 754 t〈2

成熟児

単 胎 多 二 二 死 亡 （O／e）

24

（O． 26） o （o）

24

（O． 26） 生 存 9， 351 9 9， 360 計 9， 375 9 9， 384 t＞2 第23表単二多胎別乳児死亡

未熟児

陣 胎 多劇 二

死 亡 （％） 78 （10． 82）

4

（12． 12） 生 存 643 ，g 1 82 Ll，9，・．88）88） 672 計 721 33 754 t〈2

成熟児

1単 胎 多 胎

．1 二 死 亡 （％）

77

（O， 82） b’ （o） 一77 （O． 82） 生 存 9， 298 9 9， 307 計 9， 375 9 9， 384 t＞2 以上出生時の諸因子・が未熟児に及ぼす影響に関 しては，川崎の調査2）及び諸氏の報告と同様の結 果をえた。 総括及び結論 昭和27年から30年にわたる4年聞に淀橋保健所 管内に出生した．10，138枚の出生票と，同出生児 の1年未満の死亡票159枚を用いて未熟児の境界 について検討し，甕等にならって女児の未熟児境 界を2，4509として未熟児の出生及び死亡につい て観察検討した。きらに出生時の社会生物学的環 境が未熱児の出生及び薪生児死亡，乳児死亡に如 何なる影響を及ぼしているかを観察した。その結 果を総括すれば次の通りである。 1 未熟児の境界 1．体：重別出生：男女別に100g階級の体重度 数分布をみると，3，0009未満では女児の出生が多 く，3，0009以上では男児の出生が多い。平均出 生時体重は男児3，1199，女児3，0389で男女間 に明らかな差がある。体重2，5009代の44％は丁 度2，500gであり，2，500gを含めるか否かによ り未熟児の割合は大きな差を生ずる。 2．体重別新生児死亡及び乳児死亡：体重別に 新生児死亡率，乳児死亡率を観察すると，いずれ も体重の増加に従い減少し，男児は女児より高い 傾向がある。即ち死亡率からも男女差のあること がうかがえる。さらに男児では2，5009代の死亡 の大部分が，丁度2，5009のものであった。 3．未熟児の出生割合：女児の未熟児境界を 2，4509として未熱児の出生性比をみると，2，5009 を境界とした面心にくらべて0．8％の減少であ り，総出生性比が100をこえるのに比し，未熟児 の性比は85であり，未熟児出生は女児に多い。未 熱児の出生を雨冠月別にみると，早産児の出生性 比は79で満期産児の出生性比は109であって，女 児の未熟児は早産児が多く，この点は著者2）及び 甕響）の報告とことなる点である。 4．体重別刷胎月別にみた新生児死亡並び1と乳 児死亡：満期産，早産別に，成熟児，未熟児につ いて，新生児死亡をみると未熟児は成熟児より， 早産児は満期産児より高率であっだ。乳児死亡で も全く同様な結果をえた。早産成熟児は満期産未 熟児よりやや低率であり，とくに乳児死亡の女児 では有意であった。 U 未熟児と出生時の社会生物学的因子 1．未熟児と出生順位：未熟児の出生は，第1 子に高率で，新生児死亡並びに乳児死亡は，乳児 死亡の成熟児で第2子以上めものに高率であった

一724一

17 が，他は差がなかった．。・ 2．未熟児と身分：未熟児の出生は非嫡出子， 嫡出子の間に差がない。死亡は新生児死亡の未熟 児では非嫡出子の死亡率が高いが，他は差がなか った。 3．未熟児と死産の有無：未熟児の出生は死産 の有るものに高率であった。死亡は新生児死亡， 乳児死亡とも差がなかった。 4・未熟児と分娩の場所：未熟児の出生は施設 内が高率であった。新生児死亡の成熟児及び乳児 死亡の未熟児，成心児とも施設外が高率であっ た。 5．未熟児と出生時立会人：未熟児の出生は医 師立会のものと，助産婦その他の立会のものと比 較して差がなかった。死亡は乳児死亡の成熟児で は助産婦その他の立会のものが高率であったが， 他は差がなかった。 6．未熱児と単胎多胎：未熟児出生は多胎に多 い。新生児死亡，乳児死亡とも未熟児では差がな いが，成熟児は多胎の数が少いため結論をえなか った。 以上淀橋における調査の結果，未熟児の境界は 男女別々に定めるべきが妥当である点，我が国の 未熟児境界が2，5009未満として2，5009を含ま ないために，本来未熟児であるべき2，5009代の ものが未熟児として取扱われない結果になること から考えて，2，5009を含めるべきである点，の ：二点は川崎並びに杉並の調査結果と同様であっ た。未熟児の境界を体重のみによって決めること の妥当性に関しては，川崎，杉並の調査では在胎 月数をも考慮してきめるべきであると云う結論を えた。しかし本調査では，体重のみによるきめか たが一応妥当であると云う結論をえたが，今回の 調査は川崎，杉並に比してやや掃出が少いため， 次回は再び都心地区である渋谷保健所管内の資料 にもとづいて，再検討すろ予定である。出生時の 社会生物学的因子が未熟児に及ぼす影響について は，諸氏の報告と同様であったが，川崎及び杉並 の調査に比し，，諸因予の影響が少い様に思われ たb 稿を終るに臨み，終始御指導御校閲を頂いた吉岡博 人教授，諸岡妙子助教授並びに資料その他の点で御協 力頂いた淀橋保健所の永井所長及び普及係の方々にお 礼を申し上げます。 ：文 献 1）水谷民子：出生時体重の研究 東京女医二二 27． 38∼46 （日召32） 2）水谷民子：未熟児についての一考察 東京女医 大回 27．、383∼393（昭32） 3） 山下章・他：乳児死亡の原因に関する統計的観 察 衛生統計3．19・V32（昭25） 4）嶋田和正：東京都における未熟児の状況 小児 保健研究 13．32∼33（昭29） 5）小宮新一・他：未熟児の出生と死亡について 小児保健研究13．211∼214（昭29） 6） 甕君代・他：未熟児統計についての一考察 東 京女医大誌 26．295（・301（昭31） 7）甕君代・他：未熟児と若干の社会生物学的因子 東京女医大誌 26． 302tV305 （日召31） 8） 富田一郎：杉並区における未熟児の統計的考察 衛生統計 4．6∼13（昭29） 9）：岩崎熈毅・他：大阪府下における未熟児の研究 小児保健研究 13． 142∼146（昭29） 10）川越慶三：大阪市における未熟児の出生につい て 小児保健研究 13．96∼97』（昭29） 11）角田万作；未熟児 厚生の指標 2．4∼10 （昭30） 12）角田万作：出生から乳児死亡えの追跡 厚生の 指標 3．2∼33（昭31） ，一 725 一一