脳内出血患者における急性期病院退院時の機能予後とその要因

全文

(1)理学療法学第 222 43 巻第 3 号 222 ∼ 229 頁（2016 年）理学療法学第 43 巻第 3 号. 研究論文（原著）. ＊. 脳内出血患者における急性期病院退院時の機能予後とその要因 1）#. 1）. 1）. 1）. 久保宏紀金居督之北村友花古市あさみ山本実穂小林実希 1）野添匡史 1）2）間瀬教史 2）島田真一 1）. 1）. 要旨【目的】脳内出血患者における急性期病院退院時の機能予後およびその要因を検討すること。【方法】2013 年 4 月∼ 2015 年 3 月に入院となった脳内出血患者 88 例（男性 76%，平均年齢 65.2 ± 11.2 歳）を対象に，退院時 modified Rankin Scale を用い予後良好群と予後不良群に群分けし，機能予後に影響を及ぼす因子およびそのカットオフ値を検討した。【結果】Cox 比例ハザード分析の結果，退院時機能予後に影響を与える因子として年齢（p = 0.008），入院時 NIH Stroke Scale（p = 0.001）および離床開始日（p < 0.001）が抽出され，各カットオフ値はそれぞれ 66 歳（感度：0.758，特異度：0.582），7 点（感度：0.970，特異度：0.818）， 2 病日（感度：0.788，特異度：0.836）であった。【結論】脳内出血患者の急性期病院退院時の機能予後は年齢，重症度，離床開始日が関連している。キーワード脳内出血，機能予後，早期離床. 帰に寄与することが報告されている. はじめに. 9）10）. 。しかし，こ. れらの早期離床に関する報告は脳梗塞患者のみを対象と. 近年，本邦における死亡原因として脳卒中は減少して. したものや，脳梗塞患者と脳内出血患者の両者を対象と. きているが，残存する機能障害はその後の QOL を低下. したものが多く，脳内出血患者のみを対象とした報告は. させ，介護を必要とするもっとも大きな要因になるとい. Bai らの報告. 1）. 11）. を除くときわめて少ない。また近年の. われている。このような脳卒中後の機能予後に影響を. 大規模無作為化比較試験において 24 時間以内の超早期. 及ぼす因子として，年齢，性別，身体組成，発症前の認. 離床は機能予後を悪化させ，特に脳内出血患者において. 知機能，発症時の NIH stroke scale（以下，NIHSS）な. 予後が不良であると報告されている. 2‒5）. 12）. 。これらのこと. 。一方で，これら. からも脳内出血患者における早期離床においては十分に. 患者自身の状態を反映した因子に加えて，医療者側の介. 議論がなされていないのが現状である。脳内出血は脳梗. 入因子として早期離床も機能予後に影響を与える因子で. 塞に比べ重症であり. どが関与しているといわれている. あるとされており. 6）7）. ，本邦の脳卒中治療ガイドライン. においても発症後早期からリハビリテーションを行うことが強く推奨されている. 8）. 。いくつかの報告において，. 脳卒中発症後の早期離床は合併症発生を予防し，在宅復. なくも. 13）. ，再出血のリスクが高いだけで. 14）. ，外科的治療を要する場合が多いことから. 15）. ，その経過は必ずしも脳梗塞と同様ではない。特. に本邦は欧米と比べて脳内出血の発症率が高いことからも. 16‒18）. ，これらの患者がどのような機能予後をたどり，. かつその機能予後に影響を与える要因を検討することは＊. Functional Outcome and Key Characteristics at Discharge from an Acute-care Hospital in Patients with Intracerebral Hemorrhage 1）伊丹恒生脳神経外科病院（〒 664‒0028 兵庫県伊丹市西野 1‒300‒1） Hiroki Kubo, PT, BSc, Masashi Kanai, PT, MSc, Yuka Kitamura, PT, BSc, Asami Furuichi, PT, BSc, Miho Yamamoto, PT, BSc, Miki Kobayashi, PT, BSc, Masafumi Nozoe, PT, PhD, Shinichi Shimada, MD, PhD: Itami Kousei Neurosurgical Hospital 2）甲南女子大学 Masafumi Nozoe, PT, PhD, Kyoshi Mase, PT, PhD: Konan Women’s University ＃ E-mail: [email protected] （受付日 2015 年 9 月 14 日／受理日 2016 年 1 月 29 日）［J-STAGE での早期公開日 2016 年 3 月 29 日］. 非常に重要と考えられる。本研究の目的は，脳内出血患者の急性期病院退院時の機能予後およびその要因を検討することである。対象および方法 1．対象対象は 2013 年 4 月∼ 2015 年 3 月の間に脳内出血発症に伴い伊丹恒生脳神経外科病院に入院となった連続 169.

(2) 脳内出血患者における急性期病院退院時の機能予後とその要因. 表 1 患者属性年齢（歳）. と判断した。 65.2 ± 11.2. 男性. 67（76%） 2. BMI（kg/m ）. 223. 23.8 ± 5.5. 3）離床開始日および在院日数入院日を第 1 病日とし離床開始日，在院日数を算出した。離床の定義ははじめて車いすに移乗した日，もしくははじめて歩行を実施した日のうち，入院日からの経過. 既往歴高血圧. 61（69%）. 心疾患. 7（8%）. 呼吸器疾患. 6（7%）. がより短い日とした。 3．当院の離床開始基準. 糖尿病. 13（15%）. 脳内出血患者の早期離床を行ううえで注意すべき点に. 脳血管疾患. 11（13%）. は血腫の増加や急性水頭症などがあり，血腫の増加は発. 脂質代謝異常症. 3（3%）. 入院前 mRS 0. 72（82%）. 1. 12（14%）. 2. 3（3%）. NIHSS（点）. 10.5 ± 8.2. テント上病変. 74（84%）. 外科的治療. 16（18%）. n（%），平均値±標準偏差 BMI, Body mass index; mRS, modified Rankin Scale; NIHSS, National Institutes of Health Stroke Scale. 症後 5 時間以内に多く，急性水頭症は小脳出血に多いとされている. 8）14）. 。原らの脳内出血患者の離床基準では. 発症後 24 時間以内に血腫の増加や水頭症の発生がないことを確認し離床を開始しており，外科的治療例でも術前の意識レベルが軽度（Japan Coma Scale ≦ 10）であれば離床を開始し，術後翌日より離床を開始している. 19）. 。それらを踏まえ，本研究の対象者における保存. 治療例では発症翌日の CT にて再出血等の有無を確認し離床を開始した。再出血例，神経症状増悪例，重篤な合併症発生例，外科的治療例においては主治医の許可する安静度の範囲内で意識レベルや全身状態に留意しながら. 例のうち，非高血圧性脳内出血患者，入院前 modified. 離床を行った。また，離床の中止や中断する判断は日本. Rankin Scale（以下，mRS）≧ 3 の患者，死亡例や治療転. リハビリテーション医学会の定める基準に準じた. 20）. 。. 院例を除外した 88 例（男性 67 名，女性 21 名，平均年齢 65.2 ± 11.2 歳，脳血管疾患再発例 11 名）とした（表 1）。. 4．統計学的検定. また，本研究は伊丹恒生脳神経外科病院研究倫理委員. 退院時 mRS ≦ 2 を予後良好群，退院時 mRS ≧ 3 を. 会の承認を得て実施した（承認番号 20150004）。. 予後不良群とし，各調査項目の群間比較を行った。この際，年齢，BMI，在院日数，入院時 NIHSS，入院中血. 2．調査項目. 清アルブミンの最低値，入院中 C 反応性タンパクの最. 以下の調査項目について，各対象者の診療録より後方. 高値，離床開始日は対応のない t 検定を，その他の項目. 視的に調査した。. 2 には χ 検定を用いた。また，機能予後に影響を与える. 1）患者背景因子. 要因を検討するため，群間比較で有意差が認められた項. 入院時の患者背景因子として年齢，性別，Body Mass. 目のうち，在院日数を従属変数，その他の項目を独立変. Index（以下，BMI），既往歴（高血圧，心疾患，呼吸. 数，機能予後をアウトカムとした cox 比例ハザード分. 器疾患，糖尿病，脳血管疾患，脂質代謝異常症），入院. 析を行った。この際，多重共線性の有無を考慮するため. 前 mRS を調査した。. に，各調査項目で有意差を認めた項目に対し内相関を求. 2）発症後の疾患情報および治療因子. めた。さらに，cox 比例ハザード分析から抽出された因. 発症後の疾患情報および治療因子として入院時. 子のカットオフ値を receiver operating characteristic. NIHSS，入院時 mRS，損傷部位（テント上もしくはテ. （以下，ROC）曲線を用いて感度と特異度から算出した。. ント下病変），外科的治療（尖頭血腫除去術もしくは開. 統計解析ソフトは SPSS を用いた。各検定の有意水準は. 頭血腫除去術実施）の有無，合併症発生の有無，人工呼. 5％とした。. 吸器管理の有無，入院中血清アルブミンの最低値，入院中 C 反応性タンパクの最高値について調査した。特に. 結果. 合併症は入院期間中を通じて生じたものとし，呼吸器感. 予後良好群 33 名（38％，男性 25 名，女性 8 名，平均. 染，尿路感染，深部静脈血栓症，肺塞栓，心不全，消化. 年齢 61.4 ± 9.5 歳），予後不良群は 55 名（62％，男性. 管病変，不明熱，骨折等の外傷，水頭症について調査し. 42 名，女性 13 名，平均年齢 67.4 ± 11.7 歳）であり，. た。各合併症は各担当医の臨床的判断によって診断がつ. 半数以上のものが退院時においてもなんらかの介助が必. けられ，なんらかの治療介入が行われた場合に発生した. 要な状態であった。各調査項目の群間比較の結果を表 2.

(3) 224. 理学療法学第 43 巻第 3 号. 表 2 各調査項目の群間比較【基礎情報】. mRS ≦ 2 n=33. mRS ≧ 3 n=55. 年齢（歳）. 61.4 ± 9.5. 67.4 ± 11.7. 男性. 25（76%）. BMI（kg/m2）. 23.9 ± 3.7. ｔ値，X2 値 2.485. p値 0.015. α. 0.949. 42（76%）. 0.004. 23.7 ± 6.5. 0.171. 37（67%）. 0.291 α. 0.589. α. 0.272. 0.864. 既往歴高血圧. 24（73%）. 心疾患. 4（12%）. 3（5%）. 1.206. 呼吸器疾患. 2（6%）. 4（7%）. 0.048 α. 0.826. α. 0.938. 糖尿病. 5（15%）. 8（15%）. 0.006. 脳血管疾患. 2（6%）. 9（16%）. 2.200 α. 0.138. α. 0.879. 脂質代謝異常症在院日数（病日） NIHSS（点）テント上病変外科的治療. 1（3%）. 2（4%）. 0.023. 18.9 ± 11.9. 37.6 ± 16.6. 5.671. 4.0 ± 2.5. 14.5 ± 8.1. 7.223. <0.001 <0.001 α. 0.161. 30（91%）. 44（80%）. 1.966. 1（3%）. 15（27%）. 10.031 α. 0.002. α. <0.001. 3.874 α. 0.049. 合併症発生. 2（6%）. 32（58%）. 人工呼吸器管理. 0（0%）. 4（7%）. 入院中血清アルブミン最低値（ml/dl）. 4.33 ± 0.57. 3.65 ± 0.76. 4.431. <0.001. 入院中 C 反応性タンパク最高値（ml/dl）. 1.39 ± 5.22. 4.62 ± 6.48. 2.408. 0.018. 1.9 ± 1.1. 7.0 ± 6.4. 4.506. <0.001. 離床開始日（病日） α. 27.552. 2. n（%），平均値±標準偏差 ; ：X 値 BMI, Body mass index; mRS, modified Rankin Scale; NIHSS, National Institutes of Health Stroke Scale ; 離床は車椅子移乗，歩行と定義. に示す。. 4．退院時 mRS に影響を及ぼす関連因子両群間に有意差を認めた項目で内相関を求めたが，多. 1．患者背景因子. 重共線性の発生は確認されなかった。cox 比例ハザード. 年齢は予後不良群が高齢であった（p = 0.015）。一方，. 分析の結果より，退院時 mRS に影響を与える因子とし. 性別，BMI，既往歴には両群間に有意差を認めなかった。. て年齢（ハザード比 0.950，95％信頼区間：0.915 ‒ 0.987， p = 0.008），入院時 NIHSS（ハザード比 0.768，95％信. 2．発症後の疾患情報および治療因子. 頼区間：0.656 ‒ 0.900，p = 0.001）および離床開始日（ハ. 病変部位には両群間に有意差を認めなかった。しかし. ザード比 0.461，95％信頼区間：0.309 ‒ 0.689，p ＜ 0.001）. 予後不良群では入院時 NIHSS（p ＜ 0.001）が高値であ. が抽出された（表 3）。. り，外科的治療の割合（p = 0.002）や合併症発生の割合（p ＜ 0.001）が高かった。合併症は呼吸器感染，尿. 5．退院時 mRS に関連する抽出項目のカットオフ値. 路感染，深部静脈血栓症，消化管病変，発熱，外傷の発. cox 比例ハザード分析で選択された 3 項目についての. 生が主であった。呼吸管理・全身状態では予後不良群に. ROC 曲線を示す（図 1）。年齢，入院時 NIHSS，離床開. おいて人工呼吸器管理の割合が高く（p = 0.049），入院. 始日の曲線下面積はそれぞれ 0.661，0.925，0.879 であっ. 中血清アルブミンの最低値が低値であり（p ＜ 0.001），. た。退院時転帰の良否にかかわる各カットオフ値は，年. 入院中 C 反応性タンパク最高値が高値を示した（p =. 齢は 66 歳（感度：0.758，特異度：0.582），入院時 NIHSS. 0.018）。. は 7 点（感度：0.970，特異度：0.818），離床開始日は 2 病日目（感度：0.788，特異度：0.836）であった（表 4）。. 3．離床開始日および在院日数予後不良群では予後良好群に比べて離床開始が遅延し. 考察. ていた（p ＜ 0.001）。また在院日数も長期化していた（p. 本研究は，脳内出血患者の急性期病院退院時の機能予. ＜ 0.001）。. 後と，その影響因子について後方視的に検討した。その結果，脳内出血患者の半数以上が急性期病院退院時の機.

(4) 脳内出血患者における急性期病院退院時の機能予後とその要因. 225. 表 3 cox 比例ハザード分析 95%信頼区間関連因子. ハザード比. 下限. 上限. p値. 年齢. 0.950. 0.915. 0.987. 0.008. NIHSS. 0.768. 0.656. 0.900. 0.001. 離床開始日. 0.461. 0.309. 0.689. <0.001. NIHSS, National Institutes of Health Stroke Scale. 図 1 ROC 曲線による年齢，NIHSS，離床開始日と機能予後の判別精度年齢（感度：0.758，特異度：0.582，曲線下面積：0.661），入院時 NIHSS（感度：0.970，特異度：0.818，曲線下面積：0.925），離床開始日（感度：0.788，特異度：0.836，曲線下面積：0.879） ROC, receiver operating characteristic; NIHSS, National Institutes of Health Stroke Scale. 表 4 ROC 曲線感度（%）. 特異度（%）. カットオフ値. 曲線下面積. 年齢（歳）. 75.8. 58.2. 66. 0.661. NIHSS（点）. 97.0. 81.8. 7. 0.925. 離床開始日（病日）. 78.8. 83.6. 2. 0.879. NIHSS, National Institutes of Health Stroke Scale. 能予後は不良であり，その要因として，年齢，入院時の. 期”と定義すべきかも明らかにされていなかった。. 神経症状とともに離床開始日が挙げられた。先行研究では機能予後に関与する因子として年齢や脳血管疾患の既. 1．脳内出血患者の予後に及ぼす因子. 往など患者背景因子に加え，入院時の重症度，出血量，. 1）年齢. 脳室穿破の有無，意識障害，外科手術の有無など，疾病. 本研究結果より，脳内出血患者の急性期病院退院時の. に関連した因子が報告されている. 21）22）. 。また合併症を. 機能予後に影響を与える因子として年齢が挙げられた。. 有した患者や人工呼吸器管理が必要となった患者，C 反. 年齢は脳梗塞，脳内出血の両疾患において機能予後に影. 応性タンパクの上昇や血清アルブミン値の低下と機能予. 響を及ぼす因子であることはすでに知られているが. 23‒28）. 2）. ，. ，発症後の治療. 80 歳以上の脳内出血患者の急性期における死亡率は高. や管理状態，全身状態も機能予後に影響を及ぼす因子で. く，生存者においても重度な機能障害を有することが報. あることが考えられる。さらに近年では脳卒中患者に対. 告されており，年齢は脳内出血患者の機能予後を左右す. する早期離床が国際的に推奨され，脳内出血患者におい. る特に重要な因子である. ても早期離床が機能予後に与える影響が報告されてい. のカットオフについての報告は様々ではあり，脳梗塞患. 後悪化との関連も示唆されており. る. 11）29）. 。しかし，脳内出血患者に対する早期離床は，. 30）. 。機能予後を左右する年齢. 者を主体とするものや，人工呼吸器管理や脳室穿破，脳. 他の要因と比べてどの程度機能予後に影響を与えるの. 動静脈奇形との関連について述べているものがあ. か，また発症後どの程度時間が経過した時点までを“早. る. 31‒34）. 。また脳卒中データバンク 2015 によると高血圧.

(5) 226. 理学療法学第 43 巻第 3 号. 性脳内出血患者の退院時の機能予後は 65 歳以上で急に 15）. 日以内に離床開始できた場合，多くの例で退院時の機能. ，本研究における機能予. 予後は良好であった。このことからも，離床が可能と. 後を左右する年齢のカットオフ値は 66 歳であり，先行. なった段階から積極的に早期離床を実施し，発症 2 日以. 研究と類似する結果が得られた。. 内の離床を実践することが脳内出血患者の機能予後を改. 2）入院時の重症度. 善する一手段であることが示唆された。. 悪化するといわれているが. 本研究結果より，脳内出血患者の急性期病院退院時の機能予後に影響を与える因子として，NIHSS を用いた. 2．脳梗塞患者との比較. 重症度が挙げられた。NIHSS は意識レベルや身体所見. 脳梗塞患者や脳卒中患者の機能予後の予測因子として. を総合的に評価でき，国際的に使用されている脳卒中重. 年齢，性別，入院時の重症度，脳卒中や糖尿病の既往歴，. 症度の評価スケールである。Hosomi らは脳内出血患者. 病前の認知機能などが挙げられ，特に年齢や重症度は共. 2,840 例を対象に予後予測因子を検討し，NIHSS が機能. 通の機能予後を予測する因子である. 予後を予測するもっとも強い因子であると報告してお. ても脳内出血患者の機能予後を予測する因子として年. り，その信頼性・妥当性は広く知られている. 22）. 。今回，. 2‒5）. 。本研究におい. 齢，入院時の重症度が抽出された。脳梗塞患者の機能予 31）. ，重症度は前. 脳内出血患者における急性期病院退院時の機能予後良否. 後における年齢のカットオフ値は 70 歳. のカットオフとして，7 点が算出されたが，これは Inoa. 方循環病変で NIHSS8 点，後方循環病変で 4 点. らの脳梗塞患者における発症 3 ヵ月時点における機能予. 告されており，本研究（年齢は 66 歳，NIHSS7 点）と. 後を左右する値と同等（前方循環病変では 8 点，後方循. 類似する結果であった。以上より，疾患を問わず脳損傷. 35）. 35）. と報. であった。よって，入院時 NIHSS7. による直接的なダメージが機能予後を左右する重要な因. 点は，脳梗塞だけでなく脳内出血患者の機能予後を予測. 子であり，若年であるほどその後の回復が望めることが. するためにも重要ではないかと考えられた。. 考えられた。. 3）離床開始日. 離床開始時期や機能予後における効果については脳梗. 本研究結果においては，年齢，入院時の NIHSS に加. 塞・脳内出血とも結論が得られていない。脳梗塞患者で. えて離床開始日も機能予後に関連する因子であった。早. は発症後 24 時間以内に行う早期離床は機能予後を悪化. 環病変では 4 点）. 期離床は各国のガイドラインでも推奨されており. 36）. ，. させるが. 12）. ，発症後 3 日以内に実施する早期離床は発. 本邦の脳卒中治療ガイドラインでも同様であるが，その. 症後 4 日以降に実施する離床に比べ機能予後が改善する. 多くの根拠となった論文における対象者は脳梗塞患者で. ことが明らかになっている. あり，脳内出血患者を対象とした報告は少ない。脳内出. 発症後 24 時間以内の早期離床は否定されているが. 血患者に対する早期離床の効果として報告された数少な. 発症後 48 時間以内に早期離床を行った方が発症後 1 週. い論文のうち，Bai らの報告では脳内出血患者に対し発. 間以降に離床を開始した群と比べ機能予後が良好になる. 症 24 時間以内に早期離床を実施することで，発症 6 ヵ. ことが示されている. 月間の身体機能や ADL が有意に改善することが示され. 離床できていた場合に機能予後は良好になる結果が得ら. ている. 11）. 7）. 。一方で脳内出血患者でも 12）. ，. 29）. 。本研究では発症後 2 病日目に. 。また Liu らは 48 時間以内の早期離床で生存. れた。離床開始は早ければ早いほどよいというわけでは. 29）. ないが，脳梗塞患者と同様に可能な限り早期から実施す. 率や 6 ヵ月後の身体機能を改善したと報告している. 。. しかし Sundeseth らは，脳卒中患者を対象とした報告. る離床は効果的ではないかと考えられた。. において，発症後 24 時間以内の早期離床群よりも通常介入群（発症後 24 時間以上 48 時間以内での離床）で 3 ヵ. 3．本研究結果の妥当性. 月後の NIHSS の改善が有意であり，死亡率も低いこと. 本研究結果から得られた機能予後に関連する因子は先. を示しており，必ずしも離床時期が早ければ早いほどい. 行研究を支持するものであった。特に機能予後に影響を. いわけではなく，どの時期から早期離床を実施するかに. 及ぼす年齢，入院時 NIHSS のカットオフ値が先行研究. ついてはいまだ結論がでていない. 37）. 。また The AVERT. と類似（65 歳. 15）. ，前方循環病変では 8 点，後方循環病. 35）. ）していたことからも，本研究は単施設. Trial Collaboration Group の大規模無作為化比較試験に. 変では 4 点. おいても発症 24 時間以内に行う超早期離床の有効性は. における結果であったが，高血圧性脳内出血患者におけ. 否定されており，特に，脳内出血例での有効性が低かっ. る機能予後の特徴を反映していると考えられる。このこ. たことからも，脳内出血患者の早期離床はどの時期から. とから cox 比例ハザード分析にて抽出された離床開始. 12）. 。本研究結果. 日についても機能予後を左右する重要な因子のひとつで. からも，より早期に離床したほうが機能予後に好影響を. あると考えられた。脳内出血患者の機能予後の関連因子. 与えるか否かは明らかにされなかったが，少なくとも早. をより明確にするためにも今後は多施設共同研究を行っ. 期離床を実践できた方が機能予後はよく，特に入院後 2. ていく必要があると考えられる。. はじめるべきか結論が得られていない.

(6) 脳内出血患者における急性期病院退院時の機能予後とその要因. 4．臨床応用本研究の結果より脳内出血患者の機能予後の因子として年齢，重症度，離床開始日が抽出され，それぞれのカットオフ値が算出された。これらの因子とそのカットオフ値を用いることにより，発症後早期より機能予後を予測することが可能であると考えられる。また年齢や重症度の問題だけではなく発症 2 病日目に離床を実践できた場合は機能予後が良好となると予想でき，転帰先の決定や患者・家族への説明においても有用であると考えられる。 5．研究の限界本研究の限界として，第一に本研究は早期離床の介入研究ではないため，早期離床による具体的な効果については検討できていない。さらに第二点目として，機能予後を評価した時期が急性期病院を退院した時点であるため，発症後同一時点における比較ができないことが挙げられる。第三に，予後不良群は予後良好群に比べ重症度が高く，外科的治療を多く必要とし，合併症の割合も高値であったことから，結果的に離床が早期に開始できなかった場合もあり，研究結果に影響を与えた可能性は否定できない。結論脳内出血患者の急性期病院退院時の機能予後およびその要因について検討した。Cox 比例ハザード分析の結果，年齢，入院時 NIHSS，離床開始日が脳内出血患者における急性期病院退院時の機能予後に影響を及ぼす因子であることが明らかとなった。また年齢が 66 歳以下，入院時 NIHSS が 7 点以下，離床開始日が 2 病日目以内で機能予後が良好となることが明らかとなり，脳梗塞患者を対象とした先行研究と同等であった。年齢や入院時の重症度を用いて早期より機能予後を予測し，再出血の可能性が低くなった段階から十分なリスク管理のもと離床を実践することが脳内出血患者の機能予後を改善する一手段である。文献 1）厚生労働省ホームページ．http://www.mhlw.go.jp/（2015 年 7 月 31 日引用） 2）Jeng JS, Huang SJ, et al.: Predictors of survival and functional outcome in acute stroke patients admitted to the stroke intensive care unit. J Neurol Sci. 2008; 270: 60‒66. 3）Cumming TB, Thrift AG, et al.: Very early mobilization after stroke fast-tracks return to walking further results from the phase II AVERT randomized controlled trial. Stroke. 2011; 42: 153‒158. 4）Lisabeth LD, Reeves MJ, et al.: Factors Influencing Sex Differences in Poststroke Functional Outcome. Stroke. 2015; 46: 860‒863.. 227. 5）Weimar C, Ziegler A, et al.: Predicting functional outcome and survival after acute ischemic stroke. J Neurol. 2002; 249(7): 888‒895. 6）Bernhardt J, Dewey H, et al.: A very early rehabilitation trial for stroke (AVERT) phase II safety and feasibility. Stroke. 2008; 39: 390‒396. 7）Matsui H, Hashimoto H, et al.: An exploration of the association between very early rehabilitation and outcome for the patients with acute ischaemic stroke in Japan: a nationwide retrospective cohort survey. BMC Health Serv Res. 2010; 10: 213. 8）脳卒中合同ガイドライン委員会（編）：脳卒中治療ガイドライン 2015．協和企画，東京，2015． 9）Craig LE, Bernhardt J, et al.: Early Mobilization After Stroke An Example of an Individual Patient Data MetaAnalysis of a Complex Intervention. Stroke. 2010; 41: 2632‒2636. 10）Diserens K, Moreira T, et al.: Early mobilization out of bed after ischaemic stroke reduces severe complications but not cerebral blood flow: a randomized controlled pilot trial. Clin Rehabil. 2012; 26: 451‒459. 11）Bai Y, Hu Y, et al.: A prospective, randomized, singleblinded trial on the effect of early rehabilitation on daily activities and motor function of patients with hemorrhagic stroke. J Clin Neurosci. 2012; 19: 1376‒1379. 12）The AVERT Trial Collaboration Group: Efficacy and safety of very early mobilisation within 24 h of stroke onset (AVERT): a randomised controlled trial. Lancet. 2015; 386(9988): 46‒55. 13）Andersen KK, Olsen TS, et al.: Hemorrhagic and ischemic strokes compared stroke severity, mortality, and risk factors. Stroke. 2009; 40: 2068‒2072. 14）Wang X, Arima H, et al.: Clinical Prediction Algorithm (BRAIN) to Determine Risk of Hematoma Growth in Acute Intracerebral Hemorrhage. Stroke. 2015; 46: 376‒ 381. 15）小林祥泰：脳卒データバンク 2015．中山書店，東京， 2015，pp. 52‒151. 16）Sudlow CLM, Warlow CP: Comparable studies of the incidence of stroke and its pathological types results from an international collaboration. Stroke. 1997; 28: 491‒499. 17）Zhang Y, Chapman AM, et al.: The incidence, prevalence, and mortality of stroke in France, Germany, Italy, Spain, the UK, and the US: a literature review. Stroke Res Treat. 2012; 2012. 18）豊田章宏：全国労災病院データ 150,899 例（1984 ∼ 2009 年）からみた我が国の脳卒中病型の変遷．脳卒中．2012; 34: 399‒407. 19）原寛美，熊崎博司：早期リハビリテーションの現状と課題─脳卒中急性期における早期リハビリテーション─．理学療法．2007; 24: 1176‒1184. 20）日本リハビリテーション医学会安全管理のためのガイドライン策定委員会（編）：リハビリテーション医療における安全管理・推進のためのガイドライン．医歯薬出版，東京， 2006． 21）Portenoy RK, Lipton RB, et al.: Intracerebral haemorrhage: a model for the prediction of outcome. J Neurol Neurosurg Psychiatry. 1987; 50: 976‒979. 22）Hosomi N, Naya T, et al.: Predictors of intracerebral hemorrhage severity and its outcome in Japanese stroke patients. Cerebrovasc Dis. 2009; 27: 67. 23）Moradiya Y, Murthy S, et al.: Risk Factors and Outcomes of Prolonged Hospitalization after Intracerebral Hemorrhage in United States (P7. 140). Neurology. 2014; 82(10 Supplement P7. 140)..

(7) 228. 理学療法学第 43 巻第 3 号. 24）Roch A, Michelet P, et al.: Long-term outcome in intensive care unit survivors after mechanical ventilation for intracerebral hemorrhage. Crit Care Med. 2003; 31: 2651‒2656. 25）Fukuhara T, Aoi M, et al.: Mechanical Ventilation for Comatose Patients with Inoperative Acute Intracerebral Hemorrhage: Possible Futility of Treatment. PloS One. 2014; 9: e103531. 26）Di Napoli M, Godoy DA, et al.: C-reactive protein level measurement improves mortality prediction when added to the spontaneous intracerebral hemorrhage score. Stroke. 2011; 42: 5: 1230‒1236. 27）Diedler J, Sykora M, et al.: C-reactive-protein levels associated with infection predict short-and long-term outcome after supratentorial intracerebral hemorrhage. Cerebrovasc Dis. 2009; 27(3): 272‒279. 28）Limaye K, Yang JD, et al.: Role of admission serum albumin levels in patients with intracerebral hemorrhage. Acta Neurol Belg. 2015; 1‒4. 29）Liu N, Cadilhac D, et al.: Randomized Controlled Trial of Early Rehabilitation after Intracerebral Hemorrhage Stroke Difference in Outcomes Within 6 Months of Stroke. Stroke. 2014; 45: 3502‒3507. 30）Alonso A, Ebert AD, et al.: Outcome Predictors of Acute Stroke Patients in Need of Intensive Care Treatment. Cerebrovasc Dis. 2015; 40: 10‒17. 31）Fiorelli M, Alp rovitch A, et al.: Prediction of long-term. outcome in the early hours following acute ischemic stroke. Italian Acute Stroke Study Group. Arch Neurol. 1995; 52(3): 250‒255. 32）Busch MA, Hildenhagen T, et al.: Functional, cognitive and emotional long‒term outcome of patients with ischemic stroke requiring mechanical ventilation. J Neurol. 2005; 252(6): 648‒654. 33）Stein M, Luecke M, et al.: Spontaneous intracerebral hemorrhage with ventricular extension and the grading of obstructive hydrocephalus: the prediction of outcome of a special life-threatening entity. Neurosurgery. 2010; 67(5): 1243‒1252. 34）Appelboom G, Hwang B, et al.: Predicting Outcome after Arteriovenous Malformation‒Associated Intracerebral Hemorrhage with the Original ICH Score. World Neurosurg. 2012; 78(6): 646‒650. 35）Inoa V, Aron A, et al.: Lower NIH Stroke Scale Scores Are Required to Accurately Predict a Good Prognosis in Posterior Circulation Stroke. Cerebrovasc Dis. 2014; 37: 251‒255. 36）Lynch E, Hillier S, et al.: When should physical rehabilitation commence after stroke: a systematic reviw. Int J Stroke. 2014; 4; 468‒478. 37）Sundseth A, Thommessen B, et al.: Outcome after Mobilization Within 24 Hours of Acute Stroke a Randomized Controlled Trial. Stroke. 2012; 43: 2389‒2394..

(8) 脳内出血患者における急性期病院退院時の機能予後とその要因. 〈Abstract〉. Functional Outcome and Key Characteristics at Discharge from an Acute-care Hospital in Patients with Intracerebral Hemorrhage. Hiroki KUBO, PT, BSc, Masashi KANAI, PT, MSc, Yuka KITAMURA, PT, BSc, Asami FURUICHI, PT, BSc, Miho YAMAMOTO, PT, BSc, Miki KOBAYASHI, PT, BSc, Masafumi NOZOE, PT, PhD, Shinichi SHIMADA, MD, PhD Itami Kousei Neurosurgical Hospital Masafumi NOZOE, PT, PhD, Kyoshi MASE, PT, PhD Konan Women’s University. Purpose: The purpose of this study was to determine functional outcomes and key characteristics at discharge from an acute-care hospital in patients with intracerebral hemorrhage (ICH). Methods: We studied consecutive patients with ICH who were admitted to an acute-care hospital from April 2013 to March 2015. Outcomes were assessed at discharge from hospital using the modified Rankin Scale (mRS), and patients were divided into a good outcome group (mRS ≤2) and a poor outcome group (mRS ≥3). We investigated key characteristics and optimal cutoffs for predicting good outcomes. Results: We studied 88 patients (mean ( ± standard deviation) age, 65.2 ± 11.2 years; 76% male). In binary Cox hazard analysis, independent key characteristics of good outcome were younger age (p = 0.008), low National Institutes of Health Stroke Scale (NIHSS) score on admission (p = 0.001) and short interval from admission to mobilization (p < 0.001). Age ≤66 years (sensitivity, 0.758; specificity, 0.582), NIHSS score on admission ≤7 (sensitivity, 0.970; specificity, 0.818) and interval from admission to mobilization ≤2 days (sensitivity, 0.788; specificity, 0.836) were identified as optimal cutoffs for predicting good outcome according to receiver operating characteristic analysis. Conclusion: Younger age, low NIHSS score on admission and short interval from admission to mobilization were key characteristics predictive of good outcome for ICH patients at discharge from an acute-care hospital. Key Words: Intracerebral hemorrhage, Functional outcome, Early mobilization. 229.

(9)