地域在住日本人高齢者に適したShort Physical Performance Battery の算出方法の修正
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(2) 198. 理学療法学 第 44 巻第 3 号. 縦断的なデータ解析によって，SPPB によるいくつかの. が高く，天井効果を解消することで，介入効果を検証す. 優れた予測妥当性が報告されている。たとえば，入院患. る際にも有用な指標となるものと考えられる。そこで，. 者を対象とした報告では，SPPB は退院後の ADL 低下，. 本研究では我が国における地域在住高齢者を対象とした. 再入院や死亡のリスクの増大を予測する要因であること. 積極的な活用が可能となるように SPPB の得点算出方法. 13）. 。また，地域高齢者を対象とした報. を修正して，将来の要支援・要介護の新規発生との関連. 告においても，SPPB は将来の入院や機能障害の発生に. を検証した。原版 SPPB と同様の測定方法を用いるもの. が示されている. 影響する重要な指標であることが確認されている. 14）. 。. の得点の算出方法を改変して，我が国の地域在住高齢者. SPPB はリスクを把握するためのスクリーニングのみ. に適用可能となるように改訂すること，および要支援・. ならず，介入効果を検証するための指標としても用いら. 要介護の発生リスクとの関連性から下肢機能の低下を捉. れている。地域在住のフレイル高齢者を対象としたメタ. える指標として SPBB の有用性を提示することが本研. アナリシスでは，運動介入によって SPPB は有意に改善. 究の意義となる。. することが認められており. 15）. ，介入効果を検証するう. えでのアウトカム指標としての有用性も確認されてい. 対象と方法. る。このように，歩行，椅子の立ち座り，立位バランス. 1．対象. から下肢機能を包括的に評価する SPPB は，高齢者を対. 国立長寿医療研究センターで実施している老年症候群. 象とした理学療法領域において活用の意義が高いものと. 研究プロジェクト（National Center for Geriatrics and. 考えられる。. Gerontology-the Study of Geriatric Syndromes: NCGG-. しかし，我が国での SPPB の活用は積極的な状況では. SGS）における 2011 年度に実施したコホート研究であ. なく，特に地域在住高齢者を対象とした理学療法の領域. る Obu Study of Health Promotion for Elderly. では適用し難い。その理由に原版による SPPB の得点化. （OSHPE）に参加し，研究参加の同意の得られた地域在. では多くの対象者が満点であり，下肢機能の差異を評価. 住高齢者 5,104 名を対象とした。そのうちで，ベースラ. するに至らないことが挙げられる。たとえば，歩行速度. インにおける看護師または保健師による面接で，脳卒中. に関しては原版 SPPB では 0.78 m/ 秒以上が 4 点満点で. またはパーキンソン病の既往および現病歴の申告があっ. あるのに対して，我が国の地域在住高齢者（65 歳以上）. た者，すでに要支援または要介護の認定を受けていた. を対象としたいくつかの大規模コホート研究（1,000 名. 者，Mini-Mental State Examination（以下，MMSE）. 以上）における歩行速度の結果をみてみると，通常歩行. で 18 点未満の者，SPPB の測定値に欠損のあった者，. 速度の平均値は 1.2 ∼ 1.5 m/ 秒. 2）16）17）. と報告されてお. 21）. 追跡期間中に死亡または市外へ転出した者を除く 4,328. り，コホートにおける四分位の下位 25% の値が 0.7 m/. 名（平均年齢 71.8 歳，女性 2,234 名）を分析の対象とし. 秒（75 歳以上の女性）∼ 1.1 m/ 秒（65 ∼ 74 歳の男性）. た。すべての対象者に対して，研究の趣旨と目的を説明. 程度である. 18）. 。また，要支援・要介護認定者では 0.7. ∼ 0.8 m/ 秒程度と報告されている. 16）19）. 。つまり，多く. の地域在住高齢者が原版 SPPB の歩行速度の判定では，. し，書面にて同意を得た。なお，本研究は国立長寿医療 研究センター倫理・利益相反委員会の承認（承認番号 490）を受けて実施した。. 満点に該当することが推察できる。また，5 回の繰り返 し立ち座りでは，原版 SPPB では 11.2 秒未満が 4 点満. 2．Short Physical Performance Battery（SPPB）. 点であるのに対して，我が国の大規模コホートによる地. 下肢機能評価として，Guralnik ら. 域在住高齢者（n = 1,552）を対象とした報告では，65. 立位バランス，歩行速度，椅子立ち座り動作の計測が含. ∼ 74 歳の男性で 7.7 秒，女性で 7.9 秒，75 歳以上の男. まれる SPPB をベースラインに評価した。なお，SPPB. 性で 9.1 秒，女性で 9.6 秒であり. 20）. ，歩行速度と同様に，. 7）. の原版に準じて. の評価は，すべて理学療法士によって実施された。. 原版 SPPB による評価では天井効果がみられることが推. 歩行速度の測定では，対象者が普段歩いている楽な速. 測できる。. さで歩行した時間をストップウォッチにて計測した。測. 以上のことより，我が国の地域在住高齢者を対象に. 定区間は約 2.4 m（8 フィート）とし，計測区間の両端. SPPB を活用して妥当な下肢機能評価を実施するうえで. に 2 m ずつの予備路を設けた歩行路で計測を行い，2 回. は，SPPB 得点の算出方法を改変することで天井効果を. の計測における歩行所要時間から平均値を算出し，速度. 解消することが必要であろうと考えられた。また，その. （m/ 秒）に換算した。なお，原版 SPPB による歩行速. 改変した指標による下肢機能評価で要支援・要介護の発. 度の計測では，立位から歩行を開始した時点で計測を開. 生リスクを把握することが可能となれば，我が国の地域. 始して約 2.4 m（8 フィート）を通過した時点までの所. 在住高齢者を対象とした地域での介護予防の取り組みに. 要時間を採用しているが. おいて，スクリーニング指標として活用することの意義. 前後に各 2 m の予備路を設置した。. 7）. ，本研究では歩行計測区間の.
(3) 地域在住日本人高齢者に適した SPPB の算出方法の修正. 199. 椅子の立ち座りの測定では，椅子座位から 5 回の連続. 生した者と発生していない者でベースラインの測定値を. した立ち座り動作をなるべく速く繰り返し，動作開始か. 2 対応のない t 検定および χ 検定を用いて比較した。ベー. ら 5 回の立ち上がり動作終了後の完全立位までの所要時. スラインでの測定結果から，SPPB および SPPB-com に. 間をストップウォッチにて計測した。背もたれ付の高さ. おける各得点に該当する人数（割合）を算出した。. 45 cm の椅子での立ち座り動作を評価し，すべての対象. 原版 SPPB および SPPB-com による新規の要支援・. 者において同一の椅子で計測した。計測回数は 1 回とし. 要介護発生に対する影響を調べるために，ベースライン. て，立位時の膝関節の完全伸展が認められなかった場合. の評価結果から原版 SPPB は 12 点満点の群と 11 点以下. や立ち座り動作中に着座が認められなかった場合には再. の群に分類し，SPPB-com は得点配分（満点から 3 得点. 計測を行った。. 区分）および対象者の分布を考慮して，便宜的に 3 群（4. 立位バランスでは，タンデム立位，セミタンデム立位，. 点以下，5 ∼ 7 点，8 点以上）に分類し，各群における. サイドバイサイド立位の保持時間を計測した。タンデム. 要 支 援・ 要 介 護 発 生 率 を Kaplan-Meier 法 で 算 出 し，. 立位は任意側の踵に反対側の足尖部を接触させた立位，. Log-rank 検定により要介護発生率曲線の群間差を検証. セミタンデム立位は任意側の踵内側に反対側の母趾内側. した。また，基本属性や認知・精神機能などの共変量を. を接触させた立位，サイドバイサイド立位は両足底内側. 含めて，要支援・要介護発生に影響する要因を検討する. を接触させた閉脚立位とした。対象者は，セミタンデム. ために，要支援・要介護の新規発生の有無を従属変数，. 立位の保持時間計測から開始し，10 秒間のセミタンデ. 年 齢， 性 別， 各 疾 患 の 有 無， 服 薬 数，BMI，GDS，. ム立位の静止保持が可能であった場合には，タンデム立. MMSE，SPPB-com を独立変数とした変数増加法（尤度. 位の保持時間を計測し，セミタンデム立位の静止保持が. 比）による Cox 比例ハザード回帰分析を用いた。Cox. 10 秒に満たない場合は，サイドバイサイド立位の静止. 比例ハザード回帰分析（ステップワイズ法）において，. 保持時間を計測した。立位バランスの計測時には，対象. 要支援・要介護の新規発生の有無と有意な関連を認めた. 者の前方に配置した椅子の背もたれを保持して指定した. 変数については，ハザード比（hazard ratio：HR）を算. 立位姿勢となり，足部の接地位置を確認した後に，対象. 出した。なお，統計処理には SPSS22.0 を用い，有意水. 者の任意のタイミングで背もたれから手を離した時点か. 準は 5％とした。. ら立位保持時間の計測を開始した。 Guralnik らの原版に準じて歩行速度，椅子立ち座り，. 結 果. 立位バランスの測定値からそれぞれ 0 ∼ 4 点で採点し，. 1．SPPB-com の算出. 3 つの構成要素での評価値を合計して 12 点満点の得点. 各評価項目での計測結果を基にして，原版 SPPB の算. 7）. を算出した 。得点が高いほど，良好な下肢機能である. 出アルゴリズムを参考に SPPB-com の算出作業を行っ. ことを意味する。さらに，本研究では全対象者の歩行速. た。歩行速度と椅子立ち上がりテストについては，本研. 度と椅子の立ち座りにおける測定値および立位バランス. 究に参加した対象者の測定値から四分位を求めて基準と. における姿勢保持の達成度合いを基に得点算出方法を修. した（不可は 0 点，四分位の下位から各々 1 ∼ 4 点） 。. 正して再得点化し，SPPB-com を算出した。. 測定が不可であった場合が 0 点，四分位の最下位 25% に該当した場合が 1 点として，下位 25 ∼ 50% で 2 点，. 3．その他の評価項目. 上位 50 ∼ 25％で 3 点，最上位 25% で 4 点とした。立. 看護師または保健師による面接にて基本情報（年齢，. 位バランスについて，原版 SPPB ではタンデム立位，セ. 性別，既往・現病歴，1 日の服薬数など）を聴取した。. ミタンデム立位，サイドバイサイド立位の 3 つの異なる. そのほか，身体計測（身長，体重，body mass index:. 立位での 10 秒間の保持の可否を判断指標として，5 段. BMI）， 認 知 機 能 測 定（Mini-Mental State Examina-. 階で評定されているが，本研究の結果ではセミタンデム. tion），Geriatric Depression Scale ‒ 15（以下，GDS ‒ 15）. 立位が 10 秒に満たない者（原版 SPPB の立位バランス. を用いた面接によるうつ徴候の評価を実施した。. 2 点未満）は 2.2% であり，セミタンデム立位，サイド バイサイド立位による評価は不要と判断し，タンデム立. 4．要支援および要介護の発生. 位による立位保持の出来高による評定を採用した。その. ベースライン以降，1 ヵ月ごとに行政の介護保険担当. 結果，立位バランスは，タンデム立位が不可を 0 点，0. 課におけるデータベースと照合して新規の要支援・要介. ∼ 10 秒で 1 点，10 秒以上で 2 点とした。以上のように，. 護認定情報を取得し，24 ヵ月間の追跡期間を設けた。. 歩行速度を 0 ∼ 4 点，椅子立ち上がりテストを 0 ∼ 4 点， 立位バランスを 0 ∼ 2 点として，これらの得点を合計し. 5．分析方法. て 0 ∼ 10 点の SPPB-com として SPPB の再得点化をし. 24 ヵ月間の追跡中で新規に要支援または要介護を発. た（表 1，2）。立位バランスの配点を原版の 4 点満点か.
(4) 200. 理学療法学 第 44 巻第 3 号. 表 1 Short Physical Performance Battery（SPPB）の評定の改変方法：原版に基づく得点化（original version）と地域在住高齢者に適した再得点化（community based score） Score. 歩行速度. 椅子立ち座り. 立位バランス. 0. 不可. 不可. 不可または サイドバイサイド 10 秒未満. 1. ∼ 0.43 m/ 秒. 16.70 秒∼. サイドバイサイド 10 秒かつ セミタンデム 10 秒未満. 2. 0.44 ∼ 0.60 m/ 秒. 13.70 ∼ 16.69 秒. セミタンデム 10 秒かつ タンデム 0 ∼ 2 秒. 3. 0.61 ∼ 0.77 m/ 秒. 11.20 ∼ 13.69 秒. セミタンデム 10 秒かつ タンデム 3 ∼ 9 秒. SPPB-original score. 4. 0.78 m/ 秒∼. ∼ 11.19 秒. タンデム 10 秒. Score. 歩行速度. 椅子立ち座り. 立位バランス. 0. 不可. 不可. タンデム不可. SPBB-community based score. 1. ∼ 1.10 m/ 秒. 9.70 秒∼. タンデム 0 ∼ 10 秒. 2. 1.11 ∼ 1.24 m/ 秒. 8.15 ∼ 9.69 秒. タンデム 10 秒以上. 3. 1.25 ∼ 1.36 m/ 秒. 6.85 ∼ 8.14 秒. ―. 4. 1.37 m/ 秒∼. ∼ 6.84 秒. ―. 表 2 原版 SPPB と SPPB-com の得点分布（n = 4,328）. 合計得点 歩行 速度. 構成要素. 椅子 立ち座り. 立位 バランス. 得点. 原版 SPPB，名（％）. SPBB-com，名（％）. 0点. 0（0.0）. 0（0.0）. 1点. 0（0.0）. 2（0.0）. 2点. 0（0.0）. 64（1.5）. 3点. 1（0.0）. 110（2.5）. 4点. 4（0.1）. 443（10.2）. 5点. 11（0.3）. 543（12.5）. 6点. 14（0.3）. 663（15.3）. 7点. 24（0.6）. 722（16.7）. 8点. 49（1.1）. 692（16.0）. 9点. 101（2.3）. 634（14.6）. 10 点. 163（3.8）. 456（10.5）. 11 点. 554（12.8）. −. 12 点. 3,407（78.7）. −. 0点. 0（0.0）. 0（0.0）. 1点. 4（0.1）. 1,054（24.4）. 2点. 17（0.4）. 1,115（25.8）. 3点. 72（1.7）. 1,020（23.6）. 4点. 4,236（97.9）. 1,140（26.3）. 0点. 26（0.6）. 26（0.6）. 1点. 43（1.0）. 1,073（24.8）. 2点. 111（2.6）. 1,079（24.9）. 3点. 397（9.2）. 1,070（24.7）. 4点. 3,752（86.7）. 1,081（25.0）. 0点. 1（0.0）. 96（2.2）. 1点. 95（2.2）. 354（8.2）. 2点. 88（2.0）. 3,879（89.6）. 3点. 266（6.1）. −. 4点. 3,879（89.6）. −. SPPB, Short Physical Performance Battery; SPPB-com, SPPB-community-based score.
(5) 地域在住日本人高齢者に適した SPPB の算出方法の修正. 201. 表 3 追跡期間中（24 ヵ月間）における要支援・要介護の新規発生とベースラインでの各変数 全対象者 （n = 4,328）. 24 ヵ月間で要支援・ 要介護の新規発生なし （n = 4,161）. 24 ヵ月間で要支援・ 要介護の新規発生あり （n = 167）. 年齢（歳）. 71.8 ± 5.4. 71.5 ± 5.1. 78.1 ± 6.3. 性（女性数，%）. 2,234（51.6）. 2,132（51.2）. 102（61.1）. 0.013. Body mass index（kg/m2）注）. 23.2 ± 3.6. 23.2 ± 3.5. 23.0 ± 4.1. 0.488. 高血圧. 1,923（44.4）. 1,835（44.1）. 88（52.7）. 0.028. 心臓病. 687（15.9）. 650（15.6）. 37（22.2）. 0.023. 糖尿病. 560（12.9）. 534（12.8）. 26（15.6）. 0.302. 456（10.5）. 425（10.2）. 31（18.6）. 0.001. p値 ＜ 0.001. 疾患（名，%）. 骨粗鬆症. 注）. 変形性膝関節症. 605（14.0）. 580（13.9）. 25（15.0）. 0.706. 1 日の服薬数（種 / 日）. 1.92 ± 2.04. 1.89 ± 2.02. 2.70 ± 2.32. ＜ 0.001. GDS ‒ 15（点）注）. 2.7 ± 2.5. 2.7 ± 2.5. 3.8 ± 2.8. ＜ 0.001. 原版 SPPB（点）. 11.6 ± 1.0. 11.7 ± 0.9. 10.5 ± 1.8. ＜ 0.001. 12 点満点者（名，%）. 3,407（78.7）. 3,336（80.2）. 71（42.5）. 920（21.3）. 824（19.8）. 96（57.5）. 11 点以下（名，%） SPPB-com（点）. ＜ 0.001. 6.9 ± 2.0. 7.0 ± 1.9. 5.0 ± 2.0. ＜ 0.001. 8 ∼ 10 点（名，%）. 1,782（41.2）. 1,761（42.3）. 21（12.6）. ＜ 0.001. 5 ∼ 7 点（名，%）. 1,927（44.5）. 1,860（44.7）. 67（40.1）. 4 点以下（名，%）. 619（14.3）. 540（13.0）. 79（47.3）. MMSE（点） 要支援・要介護の新規発生 までの期間（月）. 26.36 ± 2.57. 26.43 ± 2.52. 24.72 ± 2.94. ―. ―. 13.4 ± 7.3. ＜ 0.001 ―. 平均値±標準偏差，または人数（%）を記載． 注） 欠損データあり：Body mass index（1 名） ，骨粗鬆症（2 名），GDS-15（11 名） GDS ‒ 15, Geriatric Depression Scale ‒ 15; SPPB, Short Physical Performance Battery; SPPB-com, SPPB-communitybased score; MMSE, Mini-Mental State Examination.. ら 2 点満点への修正を加えたため，合計点は原版 SPPB. 要介護を発生した者では，ベースラインでの年齢が有意. の 12 点満点から SPPB-com では 10 点満点に修正がな. に高く（P ＜ 0.001） ，女性の割合が多く（P ＝ 0.013） ，. されている。. 1 日の服薬数が有意に多かった（P ＜ 0.001） 。また，新. 全対象者における原版 SPPB（12 点満点）は平均 11.6. 規に要支援・要介護を発生した者におけるベースライン. ± 1.0 点で 78.7%（3,407 名）が 12 点満点となり，12.8%. の GDS ‒ 15 の得点は有意に高く，MMSE の得点は有意. （554 名）が 11 点であり，90% 以上の対象者が 11 点以. に低かった（P ＜ 0.001） （表 3）。. 上の得点であった。一方，SPPB-com（10 点満点）は平 均 6.9 ± 2.0 点 で 10 点 満 点 が 10.5%（456 名 ） ，9 点 が 14.6%（634 名）であり，9 点以上の割合は 25.1% であっ. 3．原版 SPPB および SPPB-com と要支援・要介護の新 規発生との関連. た。また，4 点以下の得点の者は 14.3%（619 名）であっ. 新規の要介護発生者では，ベースラインの原版 SPPB. た（表 2） 。. および SPPB-com ともに未発生者と比較して有意に低. 2．新規の要支援・要介護発生とベースラインでの各変. 者は全体の 78.7% であり，新規の要介護発生者では満点. い値であった（P ＜ 0.001）（表 3）。原版 SPPB の満点 数との関連 ベースライン以降の 24 ヵ月間で，4,328 名の対象者の. 者の割合が有意に低かった（要支援・要介護の発生者 42.5%，未発生者 80.2%） 。. うちで 167 名（3.9%）が新規に要支援・要介護を発生し，. 原 版 SPPB を 2 群（11 点 以 下，12 点 満 点 ），SPPB-. 新規の要支援・要介護発生までの期間は、平均 13.4 ±. com を 3 群（4 点以下，5 ∼ 7 点，8 点以上）に分類し. 7.3 ヵ月であった。追跡の 24 ヵ月間で新規に要支援・要. て 24 ヵ月間における新規の要支援・要介護の発生率を. 介護を発生した者と発生していない者でのベースライン. 調べると，原版 SPPB の 12 点満点の群では 3,407 名の. の各変数を比較した結果を表 3 に示す。新規に要支援・. うち 71 名（2.1%） ，11 点以下の群では 920 名のうち 96.
(6) 202. 理学療法学 第 44 巻第 3 号. 図 1 原版 Short Physical Performance Battery（SPPB）および SPPB-community based score （SPPB-com）と追跡期間中（24 ヵ月）の要支援・要介護認定の新規発生（Kaplan-Meier 法）. 表 4 Cox 比例ハザード回帰分析（ステップワイズ）による新規の要支援・ 要介護の発生に対するハザード比 ハザード比. 95% 信頼区間. p値. 年齢（歳）. 1.11. 1.08 ‒ 1.14. ＜ 0.001. 性（女性）. 1.52. 1.11 ‒ 2.09. 0.009. MMSE（点）. 0.89. 0.84 ‒ 0.94. ＜ 0.001. SPPB-com（点）. 0.77. 0.70 ‒ 0.84. ＜ 0.001. MMSE, Mini-Mental State Examination; SPPB-com, Short Physical Performance Battery-community-based score 従属変数：24 ヵ月間での要支援・要介護の新規発生（0 ＝なし，1 ＝あり） 独立変数：年齢（歳），性別，高血圧，心臓病，糖尿病，骨粗鬆症，変形性膝関節症， Body Mass Index，Geriatric Depression Scale‒15，MMSE，SPPB-com. 名（10.4%）で要支援・要介護の新規発生が認められた. MMSE が 0.89（95%CI 0.84 ‒ 0.94） ，SPPB-com が 0.77. （P ＜ 0.01）（図 1a）。また，SPPB-com の 4 点以下の群. （95%CI 0.70 ‒ 0.84）であった（すべて P ＜ 0.01） （表 4）。. では 619 名のうち 79 名（12.8%） ，5 ∼ 7 点の群では 1,927 名のうち 67 名（3.5%），8 点以上の群では 1,782 名のう. 考 察. ち 21 名（1.2%）で要支援・要介護の新規発生が認めら. 本研究では，要支援・要介護の認定を受けていない地. れており，4 点以下の群がもっとも発生率が高く，いず. 域在住高齢者 4,328 名を対象にベースラインにおける. れの群間にも有意な要介護発生率の差異を認めた（P ＜. SPPB は原版に準じた 0 ∼ 12 点での得点化，ならびに. 0.01） （図 1b）。SPPB-com で群分けした各群での要支. 本研究対象者の歩行速度と椅子の立ち座りにおける測定. 援・要介護発生率を各群 100 名あたりの発生者数に換算. 値および立位バランスにおける姿勢保持の達成度合いを. すると，4 点以下の群では 12.8 名，5 ∼ 7 点の群では 3.5. 基に再得点化を修正した SPPB-com として 0 ∼ 10 点で. 名，8 点以上の群では 1.2 名であり，8 点以上の群に比. 評定した結果，全対象者のうちの 78.7% が原版 SPPB で. して 4 点以下の群では 10 倍以上の発生が認められた。. 12 点満点となり，SPPB-com では 10.5% が 10 点満点で. Cox 比例ハザード回帰分析（ステップワイズ法）の結. あった。追跡 24 ヵ月間での要支援・要介護の新規発生. 2. ，年齢， 果，モデルの χ 検定は有意となり（P ＜ 0.01）. との関連では，ベースラインでの年齢，性別（女性），. 性別（女性）のほか，ベースラインの MMSE および. MMSE，SPPB-com が要支援・要介護の発生と有意な関. SPPB-com が追跡期間中の新規の要支援・要介護の発生. 連を有しており，特に SPPB-com が 4 点以下の群での. と有意な関連を認めた。要支援・要介護認定の新規発生. 新規発生率が 12.8% ともっとも高かった。. に対するハザード比は，年齢が 1.11（95% 信頼区間 [CI]. 心身機能評価を実施する際の指標について，最高点ま. 1.08 ‒ 1.14）， 性 別（ 女 性 ） が 1.52（95%CI 1.11 ‒ 2.09），. たは最低点に対象者が集中すると，その指標によって対.
(7) 地域在住日本人高齢者に適した SPPB の算出方法の修正. 203. 象者の機能状態の差異を見出すことが困難となる。つま. SPPB-com が 1 点高いと要介護の発生リスクが約 23%. り，評価対象者が最高点に集中する天井効果や最低点に. 軽減されることが示唆された。SPPB の構成要素である. 集中する床効果が顕著となると，適切な評価指標とは成. 歩行. 24）25）. 27）. ， 椅 子 か ら の 立 ち 座 り 25）26）， 立 位 バ ラ ン. のそれぞれが，地域在住高齢者における将来の. り得ない。我が国における地域保健事業などで参加が想. ス. 定される地域在住高齢者を対象とした場合，原版 SPPB. ADL 低下の発生や要支援・要介護の発生の重要な危険. では各要素における満点（4 点）の判定基準レベルが低. 因子となることが報告されている。我が国における介護. く，容易に達成可能な設定となっているため，天井効果. 予防事業において，筋力，移動能力，バランスは介入効. を示すことが予想された。本研究において，要支援・要. 果を効果的に図るうえでの重要な標的であり，これらの. 介護の認定のない地域在住高齢者 4,328 名の測定結果で. 要素のそれぞれに対してアプローチを実施したり，これ. は，12 点満点による原版 SPPB の平均点は 11.6 点であ. らの要素を標的として総合的に複数のアプローチを実施. り，約 80％にあたる対象者が 12 点満点であり，顕著な. するなどして，運動機能の向上を図ることが多く，身体. 天井効果を示していた。一方，2 点以下に該当する者は，. 機能の各要素の改善に対する効果が報告されてい. まったくいなかった。また，SPPB の各構成要素の分布. る. からも歩行速度の 4 点満点が 97.9％，椅子立ち座りの 4. からの立ち座り動作，立位バランスといった多側面から. 点満点が 86.7％，立位バランスの 4 点満点が 89.6% であ. 地域在住高齢者の下肢機能評価を包括的に行い，下肢機. り，いずれの構成要素においても天井効果を認めた。こ. 能状態を妥当に判断するためのスケール化が可能となる. れらの問題を解決するために，得点化を改変した SPPB-. ことは，介護予防の取り組みが必要となるリスクを把握. com を使用した場合，10 点満点の者は 10％程度であり，. するとともに，介入による効果を適切に検証するうえで. 各構成要素についても歩行速度の 4 点満点が 26.3％，椅. 非常に有用となると考える。. 子立ち座りの 4 点満点が 25.0％であった。立位バランス. また，本研究において地域在住高齢者に適した再得点. については，0 ∼ 2 点の得点化に改変し，最高 2 点の基. 化を図った SPPB-com では原版 SPPB に含まれる要素. 準は原版 SPPB の最高 4 点と同様なため，満点者の割合. を変更することなく算出することが可能であるため，評. は同数であった。. 価すべき対象者によって得点化を変更して活用できるこ. 脳卒中後遺症者を対象に原版 SPPB を測定した報告で は，5 ∼ 7 点程度の平均値が示されており. 22）23）. ，65 歳. 28）29）. 。そのため，SPPB に含まれる歩行速度，椅子. とが利点のひとつである。解析の結果からも，原版 SPPB で満点の者と比較して，1 点でも減点のあった者. 以 上 の 脳 卒 中 後 遺 症 者 581 名（National Health and. （11 点以下）では要支援・要介護の発生率が有意に高く，. Aging Trends Study）の得点分布では，SPPB のスコ. 要介護リスクを把握するうえでのスクリーニング指標と. ア 9 点 以 上 が 11.3%，7 ∼ 8 点 が 14.8%，4 ∼ 6 点 が. しては，有益となる採点方法であることには違いがな. 23）. 。このように，包. い。そのため，同様の検査方法で原版 SPPB と SPPB-. 括的な身体機能の差異を評価するにあたり，脳卒中後遺. com の 2 つの得点を算出できることは，本研究の結果. 症者や身体的な虚弱（フレイル）を有する者のように身. を臨床で活用するうえでの利点となるものと考える。一. 体機能低下がみられる者を対象とした場合には原版. 方，注意すべき点のひとつとして，本研究で用いた歩行. SPPB による得点化が適していると考えられる。しかし，. 速度の評価方法では，計測区間（約 2.4 m）の前に予備. 地域在住高齢者を対象とする場合には，天井効果を解消. 区間（2 m）を設けているのに対して，Guralnik ら. して個人間での評価値の差異を見出す必要があり，地域. の方法では立位から歩行を開始した時点で計測を開始し. 在住高齢者における測定値を基に算出した SPPB-com. て約 2.4 m（8 フィート）を通過した時点までの所要時. 得点による評価が有益となると考えられた。. 間を採用している。我が国で高齢者を対象としたひとつ. ベースラインにおける SPPB-com を説明変数のひと. の運動機能評価やリハビリテーションでの評価指標とし. つに加えて，ベースライン以降の 24 ヵ月間での要支援・. て歩行速度を計測する場合には，歩行開始直後における. 要介護の新規発生と関連する要因を検証した結果，ベー. 加速期の影響を考慮して，予備区間を設けることが一般. ス ラ イ ン の 年 齢， 性 別（ 女 性 ） ，MMSE に 加 え て，. 的である. SPPB-com が要支援・要介護の新規発生と関連する有意. て約 2.4 m を採用しているが，我が国では地域在住高齢. な要因として抽出され，地域在住高齢者における SPPB-. 者を対象とした歩行速度の計測においては 5 m. 23.4%，3 点以下が 36.6% であった. 7）. 30）. 。一方，歩行計測距離は Guralnik らに準じ. 31）. 18）. もし. の計測区間を採用する場面も多い。歩行. com の得点は将来の要支援・要介護の発生リスクの重. くは 10 m. 要な要因のひとつとして挙げることができる。今回の分. 速度（m/ 秒）に換算してスコア化することが可能であ. 析 結 果 か ら， 年 齢， 性 別， 疾 患 の 有 無， 認 知 機 能. るため，臨床活用上では大きな支障はないものと考える. （MMSE）などの影響を考慮しても，SPPB-com は新規. が，多施設間での比較や大規模データの蓄積を試みる際. の要支援・要介護の発生と関連することが確認され，. には，詳細な測定プロトコルを統一しておく必要があろ.
(8) 204. 理学療法学 第 44 巻第 3 号. うと考える。. 支援・要介護の新規発生と関連しており，高齢者の歩. そのほかに，本研究にはいくつかの限界が含まれる。. 行，下肢筋力，バランスを包括的に評価する指標として. SPPB-com では原版を参考に歩行，立ち座り，立位バラ. 有益となることが示唆された。今後は，この指標による. ンス（立位保持）の不可を最低点の 0 点にしている。し. 将来の健康指標（ADL 低下や転倒など）を予測するた. かしながら，本研究では郵送での機能健診への案内通知. めのカットオフ値を検討することと，運動介入などに. に対して自らの意思で健診会場まで来場することが可能. よって改善し得るかについての検証が必要であり，高齢. であった機能健診の参加者 4,328 名を分析の対象として. 者の下肢機能の改善が要支援・要介護の発生抑制につな. おり，脳卒中またはパーキンソン病の既往および現病歴. がるか否かを明確にすることが望まれる。. の申告があった者，すでに要支援または要介護の認定を 受けていた者は除外されている。そのため，歩行，立ち. 謝辞：本研究の実施にあたり，調査にご協力いただきま. 座り，立位バランス（立位保持）のいずれもがまったく. した愛知県大府市健康福祉部の関係各位に深謝いたしま. できない者は含まれていなかった。一方，立位バランス. す。本研究は，長寿医療研究開発費（課題番号 25-26［研. に関しては，89.6％がタンデム立位 10 秒以上の満点に. 究代表者：島田裕之］，課題番号 26-33［研究代表者：牧. 該当しているため，バランス能力の差異を見出すために. 迫飛雄馬］）による研究の一部である。. は不十分といわざるを得ない。歩行速度，椅子からの立 ち座りに関しては，本研究における 4,000 名を超える地 域在住高齢者での実測値を基にすることで，代表性のあ るサンプルでの能力の層化が可能となっているものと考 えるが，立位バランスに関しては，タンデム立位 10 秒 保持を最大と設定していたため，これ以上のバランスを 有する者の能力を層化することができていない。SPPBcom は，原版 SPPB と同様の検査内容であるために， 検査方法自体に大きな変更を加えることなく再得点化が 可能であり，尺度の内容妥当性を担保することができて いるものと考えるが，バランスの評価で天井効果が解消 されていない点は特筆すべき限界点と考える。また，本 研究では SPPB-com の配点配分と対象者の分布を基に SPPB-com の成績から 3 群（満点の 10 点から 3 点刻み で 8 ∼ 10 点，5 ∼ 7 点，4 点以下）に分類して解析した 結果，SPPB-com が 4 点以下でもっとも要支援・要介護 の発生リスクが高いことが示されたが，明確なカットオ フ値を示すことはできていないため，今後の検討課題と して挙げられる。また，本研究では要支援・要介護の原 因となった疾患を特定していない。そのため，下肢機能 の低下が多大な影響を及ぼすと思われる運動器疾患以外 の疾患に起因する要支援・要介護も含まれることを考慮 しておく必要がある。以上のような限界を含むものの， 今回の結果より SPPB-com は地域在住高齢者の歩行， 下肢筋力，バランスを包括的に評価する指標として，要 支援・要介護の新規発生との関連性を有しており，地域 での要介護の予防を目的とした一次予防の推進をめざす 理学療法研究において，要介護リスクの把握ならびに介 入効果を判断する指標としての活用の可能性につながる 意義のある結果であると考える。 結 論 我が国の地域在住高齢者において適用が可能となるよ うに原版 SPPB の得点化を改変した SPPB-com は，要. 文 献 1）Kabayama M, Mikami H, et al.: Factors associated with risk for assisted living among community-dwelling older Japanese. Arch Gerontol Geriatr. 2016; 65: 63‒69. 2）Makizako H, Shimada H, et al.: Social frailty in community-dwelling older adults as a risk factor for disability. J Am Med Dir Assoc. 2015; 16: 1003 e7‒e11. 3）Makizako H, Shimada H, et al.: Onset of disability according to mild cognitive impairment subtype in community-dwelling older adults in Japan. J Am Geriatr Soc. 2015; 63: 1959‒1961. 4）Davis JW, Ross PD, et al.: Strength, physical activity, and body mass index: relationship to performance-based measures and activities of daily living among older Japanese women in Hawaii. J Am Geriatr Soc. 1998; 46: 274‒279. 5）Makizako H, Shimada H, et al.: Cognitive functioning and walking speed in older adults as predictors of limitations in self-reported instrumental activity of daily living: prospective findings from the Obu Study of Health Promotion for the Elderly. Int J Environ Res Public Health. 2015; 12: 3002‒3013. 6）Lin MR, Hwang HF, et al.: Psychometric comparisons of the timed up and go, one-leg stand, functional reach, and Tinetti balance measures in community-dwelling older people. J Am Geriatr Soc. 2004; 52: 1343‒1348. 7）Guralnik JM, Simonsick EM, et al.: A short physical performance battery assessing lower extremity function: association with self-reported disability and prediction of mortality and nursing home admission. J Gerontol. 1994; 49: M85‒M94. 8）Mijnarends DM, Meijers JM, et al.: Validity and reliability of tools to measure muscle mass, strength, and physical performance in community-dwelling older people: a systematic review. J Am Med Dir Assoc. 2013; 14: 170‒178. 9）Guralnik JM, Ferrucci L, et al.: Lower-extremity function in persons over the age of 70 years as a predictor of subsequent disability. N Engl J Med. 1995; 332: 556‒561. 10）Ostir GV, Kuo YF, et al.: Measures of lower body function and risk of mortality over 7 years of follow-up. Am J Epidemiol. 2007; 166: 599‒605. 11）Guralnik JM, Ferrucci L, et al.: Lower extremity function and subsequent disability: consistency across studies, predictive models, and value of gait speed alone.
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(10) 206. 理学療法学 第 44 巻第 3 号. 〈Abstract〉. The Modified Version of the Short Physical Performance Battery for Community-dwelling Japanese Older Adults. Hyuma MAKIZAKO, PT, PhD Department of Physical Therapy, School of Health Sciences, Faculty of Medicine, Kagoshima University Hyuma MAKIZAKO, PT, PhD, Hiroyuki SHIMADA, PT, PhD, Takehiko DOI, PT, PhD, Kota TSUTSUMIMOTO, PT, PhD, Ryo HOTTA, PhD, Sho NAKAKUBO, PT, MSc, Keitaro MAKINO, PT, MSc Department of Preventive Gerontology, Center for Gerontology and Social Science, National Center for Geriatrics and Gerontology Takao SUZUKI, MD, PhD Institute for Gerontology, J.F. Oberlin University. Purpose: The aims of this study were to modify the Short Physical Performance Battery (SPPB) to validate its use with community-dwelling Japanese older adults and to examine the impact of the modified SPPB based on a community-based score (SPPB-com) on a scale assessing the new onset of need of care according to long-term care insurance (LTCI). Methods: A population of 4,328 community-dwelling older individuals (mean age = 71.8 years) participated in this prospective study. The participants were assessed using the original version of the SPPB (0-12 points) at baseline assessment and were followed up with for 24 months to examine the new onset of need of care according to LTCI. The SPPB-com (0-10 points), as the modified version of the SPPB, was calculated based on this sample’s performance on SPPB components including walking speed, chair stand test, and standing balance. Results: Of the 4,328 participants, 78.7% achieved a perfect score (12 points) on the original SPPB, while 10.5% achieved a perfect score (10 points) on the SPPB-com. The participants who scored less than 4 points on the SPPB-com showed the greatest incident rates of onset of need of care during the 24-month follow-up period (12.8%). In the adjusted model, which included potential covariates, age, sex (women), Mini-Mental State Examination scores, and SPPB-com scores were significantly related to increased risk of the new onset of need of care. Conclusion: The SPPB-com, which was modified to validate its use for community-dwelling Japanese older adults, may be useful in evaluating greater risks of disability. Key Words: Lower extremity function, Long-term care, Assessment.
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