生活空間の短期的変化と予測因子の抽出

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(1)理学療法学第 494 42 巻第 6 号 494 ∼ 502 頁（2015 年）理学療法学第 42 巻第 6 号. 研究論文（原著）. ＊. 生活空間の短期的変化と予測因子の抽出. ─通院・通所リハビリテーションを利用する低活動高齢者を対象とした小規模多施設研究─. 森川真也 1）# 玉利光太郎 2）谷口千明 1）得丸敬三 3）. 要旨【目的】本研究の目的は，通院・通所高齢者の短期的な生活空間の変化に影響する因子を明らかにすることである。【方法】対象は 5 施設の通院・通所リハビリテーション利用者 82 名とした。5 ヵ月間の追跡調査にて，従属変数は生活空間の狭小化または常時低活動域とした。測定項目は身体機能，医学的属性，人とのつながり，自己効力感，運動能力の変化量の計測を行った。また，基本属性と個別介入回数，調査開始前介入期間を交絡因子とした。統計処理は，階層的二項ロジスティック回帰分析にて影響因子を検討した後，検査特性を算出した。【結果】交絡因子調整後も握力，自己効力感が抽出された。このモデルの感度は 82.6％，特異度 72.2％，陽性尤度比 2.97，陰性尤度比 0.24 であった。【結論】生活空間が 5 ヵ月後に狭小化，または低活動域から脱却できない通院・通所者の特徴として，握力，自己効力感が低いことが示唆された。キーワード Life-space assessment，生活空間，検査特性，予測因子，低活動. 間の狭小化が起こり，身体活動量の低下に繋がると捉え. はじめに. られている。日常生活での生活空間は，居室内や自宅内. 本邦では，人口の高齢化が急速に進行し，2014 年度. における日常生活の諸動作から，外出や趣味活動等に至. の高齢化率は 25.1％にまで上昇している。こうした社会. るまで幅広く存在し，生活空間は歩数や運動量等の身体. 的背景の中で 2000 年に掲げられた「健康日本 21」にお. 活動量に結びつく概念とされている. いては，高齢者の健康寿命の延伸および生活の質. 者の身体活動を評価するためには，まず基盤となる生活. （Quality of life：以下，QOL）を高めることが課題とさ. 2）. 。そのため，高齢. 空間を把握する必要がある。. れている。. 生活空間を測定する代表的な尺度としては，Life. 一方，2007 年の国民生活基礎調査によると，高齢者. space questionnaire（以下，LSQ）. 3）. や Life-space as-. 4）. のうち，約 23％は健康上の問題で日常生活自体に影響. sessment（以下，LSA）などによる評価が報告されて. があると報告されている。また，加齢に伴い身体活動が. いる。LSQ は評価前 3 日間の居住地点からの最大到達. 低下すると報告されており＊. 1）. ，その前段階として生活空. Short-term Change and Its Predictors in Life-space: A Small Multicenter Study among Non-active Older Outpatients in Rehabilitation Facilities 1）放射線第一病院（〒 794‒0054 愛媛県今治市北日吉町 1‒10‒50） Shinya Morikawa, PT, MS, Chiaki Taniguchi, PT: Hohsyasen Daiichi Hospital 2）ペルー国立障碍者リハビリテーションセンター Kotaro Tamari, PT, PhD: Instituto Nacional de Rehabilitación, Perú 3）佛教大学保健医療技術学部 Keizo Tokumaru, PT, PhD: Bukkyo University School of Health Science ＃ E-mail: [email protected] （受付日 2014 年 8 月 26 日／受理日 2015 年 6 月 25 日）. 範囲を測定する尺度であり，身体機能や日常生活動作（Activities of Daily Living：以下，ADL）と相関. 3）. す. ることが報告されている。しかし，散布度が小さく生活空間の変動を十分に捉えきれないことが指摘されている. 5）. 。一方，LSA は評価前 1 ヵ月間における居住地点. からの最大到達範囲の測定に加え，外出頻度や自立度合 5）いを積算して生活空間を点数化する尺度である。LSA. は，地域高齢者の生活空間の測定尺度として，移動能力が高い者ほど得点が高くなり，基準関連妥当性や構成概念妥当性が検証されている. 2）5）. 。また，高齢者の生活空. 間の変化を敏感に捉える尺度として優れていることが報.

(2) 生活空間の短期的変化と予測因子の抽出. 告されている 4）5）。. 495. 査した。また，医学的属性として併存疾患，疼痛，薬物. これまで，LSA の得点は加齢や移動能力の低下. 6）7）. あるいは要介護度区分が上がるにつれ点数が低くなる. ，. 療法，身体機能として身体組成（体脂肪率，骨格筋量，. 2）. 推定骨量，体水分率），呼吸機能（VC，％ VC，FVC，. ことが報告されており，運動能力や環境因子，手段的日. FEV1.0，FEV1.0％，MMF，PEF），等尺性膝伸展筋力. 常生活動作（Instrumental Activities of Daily Living：. （膝伸展筋力），握力，およびソーシャルネットワーク，. 2） 6） 7）. 自己効力感とした。測定項目の採択は，ベースラインで. 縦断的検証からは，生活空間は虚弱の発生や死亡率の予. の心身機能および先行研究から生活空間との関係性に基. 以下，IADL）等と関連することが報告されている 8）. は，生活空間. づき選定した。身体組成は，立位式の生体電気インピー. は運動機能に影響を与え，運動機能も生活空間へ影響を. ダンス法に基づく体組成計（タニタ社製，TBF-102）を. 与えるという相互関係性があること，および自立生活を. 使用し，骨格筋量は身長の二乗にて除した値，推定骨量. 送るための能力が生活空間に影響を与えることを明らか. は体重で除した値で補正した。呼吸機能はスパイロメー. 測因子とされている. 。また，日下ら. 9）. 。. にしている。しかし，これらの検証からは，生活空間自. ター（チェスト社製，チェストグラフジュニア HI-101）. 体の狭小化を予測する因子の存在は明らかになっておら. を使用し，立位姿勢で測定した。膝伸展筋力は加藤. ず，LSA の経時的変化は追跡されていない。そのため，. ら. 低活動高齢者の生活空間自体の変化に影響を及ぼす要因. F-1）を用いて膝関節屈曲 90°位で測定した。同時に徒. については，十分に検証されていない。. 手筋力計装着部位までの下. また，通院および通所リハビリテーションを利用する. メントとして算出した。併存疾患は脳血管・神経疾患，. 高齢者は，その多くが慢性疾患あるいは活動制限を抱. 運動器疾患，心疾患，糖尿病，高血圧の有無をカルテよ. え，推奨される身体活動水準への到達が難しく. 10）. ，日. 12）. の方法に順じ，徒手筋力計（アニマ社製，μ -tus 長を計測し，筋力値はモー. り調査した。疼痛は部位を上位順に最大 3 部位まで聴取. 常の生活空間は狭いことが予測される。つまり，低活動. し，程度を Visual Analog Scale（VAS）にて評価した。. 高齢者の生活空間の変化を早期に把握し，適切な介入を. 薬物療法の有無は消炎鎮痛剤，安定剤の使用の有無を確. 行うことで，増加する要介護認定者に歯止めをかけるこ. 認した。医学的属性については定期的にチェックし，脳. とが期待できる。しかしながら，これまでの指針や研究. 卒中などの新たな疾患を発症した場合は対象から除外す. 報告において，低活動高齢者を対象とした生活空間の経. る基準とした。ソーシャルネットワークは，人とのつな. 時的変化の実態は示されていない。. がりを評価する Lubben Social Network Scale-6（以下，. 本研究は，通院・通所リハビリテーションを利用して. 13） 14）の「虚 LSNS-6）を使用した。自己効力感は，稲葉ら. いるにもかかわらず，生活空間が短期間に狭小化または. 弱高齢者の身体活動セルフエフィカシー尺度」を用い. 低活動域から脱却できない高齢者をベースラインから予. た。この指標は 3 つの身体活動（歩行，階段昇り，重量. 測するモデルを作成し，生活空間自体の変化に影響する. 物挙上）を 5 つの活動負荷（時間，強度）の階級 1（まっ. 因子を明らかにすることを目的とした。. たく行うことができない）∼ 5（絶対行うことができる）のうちから選択し，項目ごとに合計得点（得点範囲は 5. 対象および方法. ∼ 25）を算出する。そのうち，歩行に対する自己効力. 愛媛県今治市内在住の高齢者のうち，病院 3 施設の通. 感の点数（5 ∼ 25 点）を自己効力感として算出した。. 院リハビリテーション利用者およびクリニック 1 施設，. 運動能力は，開眼片脚立位，Timed up and go test（以. 介護老人保健施設 1 施設の通所リハビリテーション利用. 下，TUG），10 m 最大歩行速度（10 m 歩行），3 分間歩. 者 105 名（男性 30 名，女性 75 名）を対象とした。対象. 行距離，5 回立ち上がりテスト（Timed Stands. 者の包含基準は 60 歳以上の中・高齢者，除外基準は屋. Test-5：TST-5）. 内移動が不可能な者，質問に回答困難な者とした。. TUG は再現性の高さ. サンプルサイズの推定方法として，帰無仮説を設定し. 用した。3 分間歩行距離は，エクササイズガイド. 仮説に含まれる予測因子とアウトカムの変数より回帰分. 2006. 析の検定方法を選択し，標準化効果量を算出した。推定. し直線のコースを主観的運動強度. された予測因子の数（10），重相関係数の設定（r=0.3）. と被験者自身が感じる速さで 3 分間歩き，その距離を計. として公式および表より算出. 11）. した結果，サンプルサ. 15）. 17）. の 3 ヵ月間の変化量を測定した。 16）. から最大速度で行う方法を採. に記載されている方法に準じ，20 m の折り返 18）. が「ややきつい」. 測した。各測定は，再現性が確認されている方法で実施. イズは 71 ∼ 131 名であった。. した。各測定回数は 2 回とし，最大値を採用した。. 研究デザインは前向きコホート研究とした。測定項目. 生活空間の測定は，日本人高齢者に対して有用性が確. は，基本属性（年齢，性別，身長，体重，BMI，主疾患，. 認されている. 要介護度，日常生活自立度，認知症高齢者の日常生活自. 前 1 ヵ月間の活動状況を 6 段階の活動範囲レベルで点数. 立度），調査開始前通院・通所期間，個別介入回数を調. 化（0 ∼ 120 点）する尺度である。測定は内容を説明し. 2）. 日本語版 LSA を用いた。LSA は評価.

(3) 496. 理学療法学第 42 巻第 6 号. 表 1 対象者の属性（n=82）. た後に自己記入とし，記載漏れや誤認に関しては測定者が確認した。. 年齢（歳）. 測定期間は平成 24 年 2 ∼ 8 月とし，LSA の計測は 2. 性別. 男性 27 名女性 55 名. ∼ 3 月および 7 ∼ 8 月とした。また，ベースラインを 2. 身長（cm）. 151.0 ± 9.5（127 ∼ 168）. ∼ 3 月の期間として測定項目の計測を行い，3 ヵ月後の. 体重（kg）. 77.9 ± 7.2（62 ∼ 92）. 55.1 ± 10.0（37.9 ∼ 78.3） 2. 5 ∼ 6 月に運動能力，5 ヵ月後の 7 ∼ 8 月に個別介入回数，. BMI（kg/m ）. LSA の計測を実施した。個別介入は，各施設の理学療. 要介護度. 24.1 ± 3.8（16.7 ∼ 35.7）認定なし 40 名（48.8%）. 法士が対象者に対して実施した個別プログラムとし，調. 要支援 1. 9 名（11.0%）. 査期間中の実施回数を計測した。. 要支援 2. 4 名（4.9%）. 従属変数の規定は，初回および 5 ヵ月後に LSA を測. 要介護 1. 12 名（14.6%）. 要介護 2. 14 名（17.1%）. 要介護 3. 3 名（3.7%）. 定し，原田ら. 2）. の示している二次予防高齢者の LSA 平. 均得点 70.7 点を基に，LSA の平均得点が全調査期間を通して 71 点未満あるいは 5 ヵ月後に 71 点未満に低下し. 日常生活自立度. た者を低活動群とし，それ以外の者を維持・改善群として 2 群に分類した。本研究では，初期の状態にかかわらず，最終評価時点で低下したものを「低活動者」として. J1. 53 名（64.6%）. J2. 16 名（19.5%）. A1. 10 名（12.2%）. A2. 3 名（3.7%）. 認知症高齢者の日常生活自立度. 捉え，低活動群と定義した。また，ベースラインと 5 ヵ. なし. 70 名（85.4%）. 月後の LSA の値をもって LSA の変化と定義した。. Ⅰ. 11 名（13.4%）. 統計処理は，説明変数として医学的属性，身体機能，. Ⅱa. 1 名（3.7%）. ソーシャルネットワーク，自己効力感の 18 項目，介在. 主疾患. 変数 5 項目（運動能力の変化量）とし，交絡因子は年齢，. 脳血管・神経疾患. 16 名（19.5%）. 性別，BMI，調査開始前通院・通所期間，個別介入回数. 運動器疾患. 52 名（63.4%）. を採用した。LSA の変化に影響する因子の分析は，従. 呼吸器疾患. 6 名（7.3%）. 心大血管疾患. 3 名（3.7%）. その他. 5 名（6.1%）. 2. 属変数に対して，t 検定，χ 検定を用いて関連（p ＜ 19）20）. 0.20）. を認めた変数により二項ロジスティック回帰. 分析を行い，説明変数は増減法，交絡因子は強制投入し. 併存疾患. 関連因子を検討した。有意水準は 5％とし，多重共線性. 脳血管・神経疾患. 16 名（19.5%）. 運動器疾患. 59 名（76.0%）. 心大血管疾患. 23 名（28.0%）. 糖尿病. 14 名（17.1%）. 高血圧. 30 名（36.6%）. 低活動群. 46 名（56.1%）. 維持・改善群. 36 名（43.9%）. は分散拡大係数にて確認した。また，交絡因子調整後に作成された最終モデルから検査特性を算出した。倫理的配慮として，吉備国際大学大学院の倫理委員会規定に基づき倫理審査申請書を提出し承認（受理番号 11-24）を得た。対象者には研究説明書・同意書を作成し，研究の趣旨についての適切な説明を書面にて行い，十分に理解したことを確認したうえで参加の同意を書面にて得た。. ※年齢･身長・体重・BMI は平均±標準偏差（最小値∼最大値）を表記． ※その他は度数（割合）を表記． BMI：Body Mass Index. 結果 1．対象者の属性. 管疾患，約 2 割が脳血管疾患および糖尿病を合併してい. 市内の 5 施設で研究への協力・同意が得られた 105 名. た。低活動群は 46 名（56.1％：男性 12 名，女性 34 名），. （男性 30 名，女性 75 名，平均年齢 77.9 ± 7.1 歳）のうち，. 維持・改善群は 36 名（43.9％：男性 15 名，女性 21 名）. 初回評価から 5 ヵ月間の追跡調査が可能であった対象者. であった（表 1，2）。. は 82 名（男性 27 名，女性 55 名，平均年齢 77.9 ± 7.2 歳）. 脱落者は 23 名（男性 4 名，女性 19 名），脱落率. であった。このうち約半数は要支援・要介護の介護認定. 21.9％であった。脱落者の基本属性（平均値±標準偏差）. を受けていたが，8 割以上が認知症もなく，日常生活は. は年齢 77.5 ± 6.9 歳，身長 150.9 ± 7.0 cm，体重 53.8 ±. 自立に分類された。また，主疾患は運動器疾患が半数以. 2 11.2 kg，BMI23.6 ± 4.4 kg/m であり，対象者と脱落者. 上を占め，次いで脳血管疾患，呼吸器疾患，心大血管疾. 間での基本属性に有意差は認められなかった。しかし，. 患，その他の順であった。併存疾患でも運動器疾患の合. 薬物療法の有無（p = 0.002）およびベースライン時の. 併が半数以上を占め，約 4 割が高血圧，約 3 割が心大血. TUG（p = 0.001），10 m 最大歩行速度（p ＜ 0.001）に.

(4) 生活空間の短期的変化と予測因子の抽出. 497. 表 2 各測定項目の平均値と標準偏差（最小値∼最大値）（n=82）説明変数. 初回. 体脂肪率（%）. 30.7 ± 7.8（7.6 ∼ 45.3）. 推定骨量（kg）. 2.02 ± 0.44（1.1 ∼ 2.9）. 骨格筋量（kg）. 36.1 ± 6.9（25.0 ∼ 53.9）. 体水分率（%）. 41.5 ± 7.3（26.3 ∼ 62.1）. VC（ℓ）. 2.20 ± 0.71（0.9 ∼ 4.1）. ％ VC（%）. 92.2 ± 23.3（33.5 ∼ 133.0）. FVC（ℓ）. 2.01 ± 0.68（0.44 ∼ 3.77）. FEV1.0（ℓ）. 1.55 ± 0.55（0.23 ∼ 2.79）. FEV1.0%（%）. 77.7 ± 10.9（51.1 ∼ 100）. MMF（ℓ/sec）. 1.62 ± 0.93（0.2 ∼ 6.3）. PEF（ℓ/sec）. 3.02 ± 1.64（0.27 ∼ 7.55）. 膝伸展筋力（Nm）. 0.72 ± 0.33（0.16 ∼ 1.51）. 体重比（％）. 36.0 ± 13.4（9.7 ∼ 67.3）. 握力（kg）. 19.6 ± 8.2（0 ∼ 44.8）. VAS（cm）. 2.83 ± 3.0（0 ∼ 10）. LSNS-6（点）. 14.0 ± 6.8（0 ∼ 30）. 自己効力感（点）運動能力. 14.3 ± 5.6（5 ∼ 25）初回. 3 ヵ月後. 開眼片脚立位（秒）. 9.84 ± 13.1（0 ∼ 60）. 12.6 ± 16.5（0 ∼ 60）. TUG（秒）. 13.4 ± 7.6（5.1 ∼ 59）. 13.5 ± 8.0（5.2 ∼ 70）. 10 m 歩行（秒）. 12.8 ± 11.3（4.5 ∼ 90）. 11.6 ± 8.1（4.5 ∼ 72）. 3MD（m） . 142.2 ± 56.0（21 ∼ 303）. 144.0 ± 54.4（30 ∼ 297）. TST-5（秒）. 15.9 ± 13.9（5 ∼ 123.3）. 生活空間. 初回. 13.2 ± 5.1（5 ∼ 30.1） 5 ヵ月後. LSA（点）. 65.5 ± 33.7（11 ∼ 120）. 67.4 ± 33.0（10 ∼ 120）. 男性（n=27）. 71.9 ± 34.2（18 ∼ 120）. 74.8 ± 30.6（24 ∼ 120）. 女性（n=55）. 62.4 ± 33.3（11 ∼ 120）. 63.7 ± 33.8（10 ∼ 120）. 60 歳代（n=10）. 84.5 ± 33.4（28 ∼ 120）. 80.7 ± 34.7（30 ∼ 120）. 70 歳代（n=36）. 70.4 ± 33.7（11 ∼ 120）. 71.6 ± 32.1（18 ∼ 120）. 80 歳以上（n=36）. 55.3 ± 31.2（13 ∼ 120）. 59.4 ± 32.4（10 ∼ 120）. 交絡因子調査開始前通院･通所期間（日）個別介入回数（回）. 674 ± 649.5（34 ∼ 3,720） 34 ± 16.4（0 ∼ 84）. ※ VAS=Visual Analog Scale，LSNS-6=Lubben Social Network Scale-6 TUG=Timed up and go test，3MD=3 Minute Walk Distance（3 分間歩行距離） TST-5=Timed Stands Test-5，LSA=Life-space assessment. 有意差が認められた。すなわち，脱落群は，対象者に比. 従属変数との関係性がみられなかった。. べ歩行能力が低く，薬物療法を併存しているものが多かった。. 3．LSA の低活動群に影響する因子表 5 に従属変数を低活動群とし，単変量解析により関. 2．LSA における維持・改善群と低活動群の t 検定・χ. 2. 検定結果（表 3，4）. 連を認めた変数により二項ロジスティック回帰分析を実施した結果を示す。. 単変量解析（p ＜ 0.20）によって抽出された説明変数. 説明変数では，握力，自己効力感が有意に従属変数を. は，高血圧の有無，骨格筋量，推定骨量，体水分率，. 説明した。交絡因子投入後も握力，自己効力感が従属変. VC，FEV1.0％，膝伸展筋力，握力，LSNS-6，自己効. 数を説明していた。つまり，生活空間が短期間に狭小化，. 力感であった。介在変数とした各運動能力の変化量は，. または低活動域から脱却できない高齢者のベースライン.

(5) 498. 理学療法学第 42 巻第 6 号. 2 表 3 LSA における低活動群と維持・改善群の χ 検定結果（n=82）. 低活動群（n=46）. 維持・改善群（n=36）. p値. 男性. 12. 15. 0.160. 女性. 34. 21. 性別. 要支援 1 が 49.4 点，要支援 2 が 42.6 点，小栢ら 22）は，要支援者や施設入所の平均得点は 42 点であったと報告している。これらと比較すると，今回の研究対象である通院・通所高齢者では一般高齢者や二次予防高齢者に比べ生活空間がより狭いことが明らかとなった。しかし，行動も LSA の点数に含まれるため，点数化に影響して. 脳血管疾患無. 35. 31. 有. 11. 5. 無. 15. 8. 有. 31. 28. 要介護者より高値であったのは通院，通所における外出. 0.280. いる可能性も推測される。また，Xue ら. 8）. によるとベー. スラインでの生活空間の狭小は虚弱発症のリスクを高めるとされている。本研究で対象とした通院・通所者では. 運動器疾患 0.332. 普段からの生活空間が一般高齢者や二次予防高齢者に比べ狭小化していることから，さらに虚弱に陥る可能性の高い対象者が多いことを示唆していると考えられた。. 心疾患無. 33. 26. 有. 13. 10. 1.000. 2．LSA の縦断的変化と検査特性本研究の結果，低活動高齢者が約 56％も存在し，そ. 糖尿病無. 38. 30. 有. 8. 6. 無. 23. 29. 有. 23. 7. 無. 32. 26. 有. 14. 10. 1.000. の特徴として握力，自己効力感が低いことが示唆された。これまで，LSA には一般健康状態や運動機能とし. 高血圧. ての歩行能力，複合能力，心理・社会的因子等様々な因 0.006. 子が関連することが報告されている。本研究では，ベースラインの機能から 5 ヵ月後の LSA の変化を予測した. 薬物療法. 結果，握力がひとつの因子として抽出された。しかし， 0.812. （単位：人） p<0.20 の値は太字にて記載. 歩行能力や複合能力に関係する下肢筋力は除外された。握力が他の因子からは独立して，生活空間の狭小化を予測した理由を以下に考察する。身体機能としての握力は，全身の粗大筋力を反映する指標とされる. 23）. 。粗大筋力の低下は，なんらかの運動. 時の特徴として，握力および自己効力感が低いことが挙. 機能の変化を介して移動能力の低下，さらには身体活動. 2 げられた。モデル χ 検定の結果このモデルは有意であ. の低下へと結びつく可能性がある。高齢者の場合，短時. り，判別的中率は 78.0％であった（表 5）。交絡因子調整. 間の移動や歩行などの低強度の活動. 後の最終モデルの検査特性は，特異度 72.2 ％，感度. 大筋力の低下は外出頻度を減少させ，閉じこもりを助長. 82.6％，陽性尤度比 2.97，陰性尤度比 0.24 であった（表 6）。. させる要素ともなり得る。つまり，握力は自宅内での役. 10）. が主であり，粗. 割や生活習慣を反映しており，粗大筋力が低ければ買い. 考察. 物や趣味活動の制限等，生活範囲を狭小化させることが 24）. は 54 ヵ月間の追跡調. 1．LSA の得点と活動特性. 考えられる。また，Bentley ら. 高齢者の身体活動を捉えるにあたり，その前段階とし. 査により，ADL と生活空間，QOL 間での関係を検証し. て普段からの生活範囲である生活空間が関係していると. ており，18 ヵ月間隔での測定にて，ADL の制限は生活. される。生活空間の狭小化は身体活動量の減少に繋が. 空間での運動能力を介して QOL に結びつくことを提唱. り，日常生活機能を低下させるひとつの要因と考えられ. している。すなわち，高齢者においては，粗大筋力が低. ている. 21）. 。また，LSA の低下は虚弱の促進や死亡率の. 増加の予測因子. 8）. とされている。. 下していることにより，ADL や IADL が制限され，生活空間が郊外や近郊から自宅周辺，自宅内というように. 本研究では，まず，通院・通所高齢者の LSA 得点と. 次第に生活範囲を狭小化させていくことを意味している. 活動特性について検討した。通院・通所者の LSA 平均. と考えられる。. 得点はベースラインで 65.5 ± 33.7 点，5 ヵ月後が 67.4. また，高齢者では等尺性膝伸展筋力よりも握力のほう. ± 33.0 点であり，調査期間を通して 71 点未満あるいは. が全身の骨格筋量と強く相関し. 71 点未満に低下した低活動群は 46 名（56.1％）であっ. 身体活動が多いほど関係する因子とされている. た。原田ら. 2）. は，地域高齢者 2,459 名を対象とした調. 査で，その LSA 平均得点は二次予防高齢者が 70.7 点，. 23）. ，下肢筋力は強度の 25）. 。本. 研究の対象は高齢者であり，低強度の活動が主であること，女性の割合が多かったことから下肢筋力ではなく握.

(6) 生活空間の短期的変化と予測因子の抽出. 499. 表 4 LSA における低活動群と維持・改善群の t 検定結果（n=82）低活動群（n=46）年齢（歳）. 79.7 ± 7.4. 維持・改善群（n=36）. p値. 75.7 ± 6.5. 0.012. 体重（kg）. 53.9 ± 9.6. 56.6 ± 10.5. 0.238. 2 BMI（kg/m ）. 24.2 ± 3.4. 24.0 ± 4.3. 0.887. 体脂肪率（％）. 31.3 ± 7.4. 30.0 ± 8.3. 0.441. 補正骨格筋量（kg/m2）. 15.7 ± 1.9. 15.7 ± 1.8. 0.843. 補正骨量（kg/kg）. 0.04 ± 0.005. 0.04 ± 0.004. 0.152. 体水分率（％）. 40.1 ± 6.5. 43.4 ± 8.0. 0.046. VC（ℓ）. 2.09 ± 0.76. 2.35 ± 0.61. 0.097. ％ VC（％）. 90.2 ± 23.4. 94.8 ± 23.2. 0.385. FVC（ℓ）. 1.92 ± 0.72. 2.11 ± 0.63. 0.213. FEV1.0（ℓ）. 1.50 ± 0.57. 1.61 ± 0.53. 0.381. MMF（ℓ/sec）. 1.64 ± 0.97. 1.60 ± 0.89. 0.847. PEF（ℓ/sec）. 2.94 ± 1.58. 3.11 ± 1.73. 0.660. 膝伸展筋力（Nm）. 0.64 ± 0.27. 0.84 ± 0.35. 0.007. 握力（kg）. 16.3 ± 7.6. 23.8 ± 7.1. VAS（cm）. 2.85 ± 3.15. 2.81 ± 2.83. <0.001 0.957. LSNS-6（点）. 11.8 ± 6.8. 16.7 ± 5.9. 0.001. 自己効力感（点）. 11.8 ± 4.6. 17.4 ± 5.2. <0.001. 2.3 ± 9.5. 3.3 ± 13.0. 0.692. 片脚立位の変化量（秒） TUG の変化量（秒）. ‒ 0.17 ± 2.7. 0.44 ± 1.8. 0.251. 10 m 歩行の変化量（秒）. ‒ 1.56 ± 9.7. ‒ 0.83 ± 2.1. 0.662. 3MD の変化量（m）. ‒ 0.13 ± 21.5 ‒ 2.9 ± 15.2. TST-5 の変化量（秒）調査前期間（日）介入回数（回）. 4.3 ± 31.1. 0.439. ‒ 1.9 ± 5.2. 0.704. 692.5 ± 685.3. 607.3 ± 540.6. 0.550. 36.3 ± 16.6. 31.4 ± 16.3. 0.187. p<0.20 の値は太字にて記載． VAS=Visual Analog Scale，LSNS-6=Lubben Social Network Scale-6 TUG=Timed up and go test，3MD=3 Minute Walk Distance TST-5=Timed Stands Test-5 調査前期間＝調査開始前通院・通所期間介入回数＝個別介入回数. 力が抽出され，LSA を説明した可能性がある。. 身体機能の低下を引き起こす要因であると同時に，本研. 事実，握力は家事動作や外出頻度等と関連した筋力で. 究結果が示すように，ベースラインにおける握力等の身. あることが確認されており通した予測因子. 26）27）. 26）. ，ADL や IADL 障害の共. でもある。また，阿部ら. 6）. は身. 体機能との関連として，握力が基準値以下の場合，LSA 27）. 体機能の低下が，生活空間の変化に影響する，という反対方向の因果関係も存在する可能性が考えられる。握力以外の要因としてこれまでの研究では，下肢筋力. は在宅高齢者. と相関の高い歩行能力や TUG が生活範囲に関係し，屋. 748 名に対する 6 年間の追跡調査にて，ADL 自立と. 外活動遂行に関連する要因は ADL や複合能力，TUG. IADL 自立に影響する因子を検証しており，体力レベル. であったとの報告がある. が低いことは，ADL，IADL 自立の双方ともに障害の発. 齢者の生活にとって基盤となる能力であり，歩行能力の. 生リスクを高めると報告している。. 低下は日常の生活範囲の狭小化から移動能力を伴う外出. その一方で，これまで身体機能と生活空間との関係. や買い物など IADL の障害へとつながるとの見解もな. は，広範囲に活動するものほど高い身体機能を保つと考. されている。そのため，下肢筋力や歩行能力も生活空間. が有意に低いと報告している。新開ら. 28）. 28）. 。下肢筋力や歩行能力は高. は活動範囲の拡大や積極的な. に関連する重要な要素となる可能性は否定できない。し. 身体活動を遂行している高齢者は，良好な身体機能を有. たがって，下肢筋力や歩行能力は生活空間の広がりに一. しており，適切な活動の遂行が機能低下の予防に関連す. 定のかかわりをもつと考えられるが，低活動高齢者の短. ると報告している。したがって，生活空間の狭小化は，. 期的な生活空間の変化においては，粗大筋力と ADL・. えられている。島田ら.

(7) 500. 理学療法学第 42 巻第 6 号. 表 5 生活空間が短期間に狭小化または低活動域から脱却できない高齢者（低活動群）を予測するためのモデル結果独立変数. β. B. p値. オッズ比. 95％ IC. 交絡因子投入前定数. 6.545. <0.001. 自己効力感. ‒ 0.192. ‒ 0.341. 0.002. 握力. ‒ 0.122. ‒ 0.319. LSNS-6. ‒ 0.076. ‒ 0.165. 695.531 0.825. 0.730 ‒ 0.933. 0.003. 0.885. 0.817 ‒ 0.959. 0.097. 0.927. 0.847 ‒ 1.014. 0.557. 15.964. 交絡因子投入後定数. 2.770. 自己効力感. ‒ 0.202. ‒ 0.367. 0.003. 0.817. 0.717 ‒ 0.932. 握力. ‒ 0.171. ‒ 0.458. 0.004. 0.843. 0.749 ‒ 0.948. 性別. ‒ 1.235. 0.189. 0.173. 0.291. 0.049 ‒ 1.721. BMI. 0.067. 0.083. 0.388. 1.069. 0.918 ‒ 1.245. 0.039. 0.091. 0.393. 1.040. 0.951 ‒ 1.136. 介入回数. ‒ 0.001. ‒ 0.004. 0.970. 0.999. 0.962 ‒ 1.038. 調査前期間. <0.001. <0.001. 1.000. 1.000. 0.999 ‒ 1.001. 年齢. 介在因子は関与なしモデル χ 2 検定 p<0.001；判別的中率 78.0％ ※説明変数は高血圧の有無，骨格筋量，推定骨量，体水分量，VC，FEV1.0 ％，膝伸展筋力，握力， LSNS-6，自己効力感を投入 ※介入回数＝個別介入回数 ※調査前期間＝調査開始前通院・通所期間. 表 6 低活動群を予測するためのモデルの検査特性. くなる. 30）. と報告されており，まさに活動に対して自分. 自身ができると確信がもてることは，生活空間を左右す. 低活動群. 維持・改善群. 陽性. 38. 10. る要素と捉えることができる。. 陰性. 8. 26. その一方で，McAuley ら. 感度 =82.6％. 特異度 =72.2％. 陽性尤度比 2.97，陰性尤度比 0.24. 31）. は，自己効力感が身体. 活動の実施により向上する性質があることを示唆している。また日下ら. 9）. は 3 ヵ月間の介護予防事業の中で. LSA，自己効力感ともに有意に向上したと報告している。つまり，生活空間と自己効力感との間には，本研究 IADL との関係から握力が予測因子として抽出された可. で示された因果関係だけではなく，相互が影響しあい，. 能性が考えられる。. 高齢者の活動を維持・改善していくメカニズムが存在し. 本研究では，もうひとつの独立因子として自己効力感. ていると考えられる。. が抽出された。自宅内あるいは自宅周辺の生活範囲が主. したがって，高齢者における低握力や低い自己効力感. である高齢者にとって，日々の活動内容や外出頻度は生. は，生活空間を近い将来低下させ要支援・要介護状態に. 活空間を決定するうえで大きな要素となる。つまり，こ. 陥らせる，あるいはその状態を継続させる要因となり得. ういった高齢者が生活空間を広く保つには，活動に対し. る。また生活空間狭小化の結果として，これらの問題が. て，自分自身ができると確信していることが必要とな. 生じるという負のサイクルも想定して，早期にリスクの. り，そういった自己への信頼や有能感は，日常生活の中. 高い高齢者を把握できる要因は，高齢者の健康寿命の延. で余暇活動や屋外活動，外出へとつながる要素と推測さ. 伸および QOL を高めるうえで有用であると考える。本. れる。逆に活動に対して，できる確信がもてない場合，. 研究で提案したモデルは，未だ判別精度に改善の余地が. 生活空間は狭小化する，あるいは自宅内での活動にとど. あることは否めないが，予測能の高い他の因子を加える. まることを意味していると考えられる。. ことにより，高リスク群や低リスク群を把握するための. 先行研究においても，身体活動には心理的因子が関与. 有用な指標になる可能性がある。今後は，より長期的な. し，自己効力感は高齢者の活動を決定する一因子とされ. 予後予測が可能な因子の探索および判別精度の改善が課. ている. 29）. 。また，高齢者の外出頻度と動作に対する自. 己効力感は関連し，自己効力感が高ければ外出頻度は多. 題である。本研究の限界として，今回の研究では対象および地域.

(8) 生活空間の短期的変化と予測因子の抽出. が限定されているため，結果を他地域の高齢者に一般化できないこと，調査期間中の介入は完全にコントロールできておらず，特定の介入に対する効果を予測することはできないことが挙げられる。そのため，抽出されたモデルの異なる集団における交差妥当性の検証が必要である。また，今回の研究では，LSA の変化を十分に捉えきれていない可能性がある。サンプル数に関しては，自己効力感が平均点周辺（13 ∼ 15 点）で LSA が狭小化もしくは脱却できない高齢者の割合（82 名中 9 名： 11％），R^2 other X = 0.126 にて Post-hoc を行った結果，統計パワーは 20.0％であった。そのため，今回のサンプルサイズでは第二種の過誤を引き起こしている可能性を考慮する必要があり，今後はデータを補填する必要がある。結語通院・通所高齢者を対象に，生活空間が短期間に狭小化または低活動域から脱却できない高齢者の活動特性と縦断的変化について検討し，関係因子およびその検査特性を算出した。その結果，握力と自己効力感が独立因子であった。低活動高齢者の場合，握力や自己効力感が低ければ，通院・通所にもかかわらず，生活空間が短期間に狭小化するか，もしくは低活動域から脱却できないことを示唆していると考えられた。謝辞：本研究の実施にあたり，ご協力いただきました対象者の皆様，各施設の皆様，またご指導いただきました吉備国際大学保健医療福祉学部齋藤圭介氏，水谷雅年氏に深謝いたします。文献 1）Aoyagi Y, Shephard RJ: Habitual physical activity and health in the elderly: the Nakanojo Study. Geriatr Gerontol Int. 2010; 10: 236‒243. 2）原田和宏，島田裕之，他：介護予防事業に参加した地域高齢者における生活空間（life-space）と点数化評価の妥当性の検討．日本公衆衛生雑誌．2010; 57: 526‒537. 3）Stalvey BT, Owsley C, et al.: The life space questionnaire: a measure of the extent of mobility of older adults. Journal of Applied Gerontology. 1999; 18: 460‒478. 4）Baker PS, Bodner EV, et al.: Measuring lifespace mobility in community-dwelling older adults. J Am Geriatr Soc. 2003; 51: 1610‒1614. 5）Peel C, Baker PS, et al.: Assessing mobility in older adults: the UAB Study of aging life-space assessment. Phys Ther. 2005; 85: 1008‒1019. 6）阿部勉，橋立博幸，他：地域在住高齢者における活動量と身体機能・IADL との関連性．理学療法科学．2009; 24: 721‒726. 7）島田裕之，牧迫飛雄馬，他：地域在住高齢者の生活空間の拡大に影響を与える要因構造方程式モデリングによる検討．理学療法学．2009; 36: 370‒376.. 501. 8）Xue QLi, Fried LP, et al.: Life-space constriction, development of frailty, and the competing risk of mortality: the Women’s Health And Aging Study I. Am J Epidemiol. 2008; 167: 240‒248. 9）日下隆一，原田和宏，他：介護予防における総合的評価の研究─運動機能，活動能力，生活空間の相互関係から─．理学療法学．2008; 35: 1‒7. 10）Morie M, Reid KF, et al.: Habitual physical activity levels are associated with performance in measures of physical function and mobility in older men. J Am Geriatr Soc. 2010; 58: 1727‒1733. 11）Portney LG, Watkins MP: Foundations of Clinical Research Applications to Practice Third Edition. Pearson Education International, 2009, pp. 714‒727. 12）加藤宗規，山崎裕司，他：ハンドヘルドダイナモメーターによる等尺性膝伸展筋力の測定─固定用ベルト使用が検者間再現性に与える影響．総合リハ．2001; 2: 1047‒1050. 13）栗本鮎美，粟田主一，他：日本語版 Lubben Social Network Scale 短縮版（LSNS-6）の作成と信頼性および妥当性の検討．日老医誌．2011; 48: 149‒157. 14）稲葉康子，大渕修一，他：虚弱高齢者の身体活動セルフ・エフィカシー尺度の開発．日老医誌．2006; 43: 761‒768. 15）Bohannon RW: Test-retest reliability of the five-repetition sit-to-stand test: a systematic review of the literature involving adults. J Strength Cond Res. 2011; 25: 3205‒3207. 16）Bsichoff HA, Cozelmann M, et al.: Self-reported exercise before age 40: influence on quantieative skeletal ultrasound and fall risk in elderly. Arch Phys Med Rehabil. 2001; 82: 801‒806. 17）健康づくりのための運動指針 2006，∼生活習慣病予防のために∼，エクササイズガイド 2006．運動所要量・運動指針の策定検討会，平成 18 年 7 月，p. 14. 18）小野寺孝一，宮下充正：全身持久性における主観的強度と客観的強度の対応性．体育学研究．1976; 21: 191‒203. 19）Weigl M, Angst F, et al.: Predictors for response to rehabilitation in patients with hip or knee osteoarthritis: a comparison of logistic regression models with three different definitions of responder. Osteoarthritis Cartilage. 2006; 14: 641‒651． 20）Katz MH：医学的研究のための多変量解析．一般回帰モデルからマルチレベル解析まで．木原雅子，木原正博（監訳），メディカル・サイエンス・インターナショナル，東京，2008，pp. 77‒99. 21）Shimada H, Ishizaki T, et al.: How often and how far do frail elderly people need to go outdoors to maintain functional capacity? Arch Gerontol Geriatr. 2010; 50: 140‒ 146. 22）小栢進也，池添冬芽，他：高齢者の姿勢制御能力と転倒恐怖感および生活活動量との関連．理学療法学．2010; 37: 78‒84. 23）Yamada Y, Watanabe Y, et al.: Comparison of singleor multifrequency bioelectrical impedance analysis and spectroscopy for assessment of appendicular skeletal muscle in the elderly. J Appl Physiol. 2013; 115: 812‒818. 24）Bentley JP, Brown CJ, et al.: Functional status, life-space mobility, and quality of life: a longitudinal mediation analysis. Qual Life Res. 2013; 22: 1621‒1632. 25）Bassey EJ, Bendall MJ, et al.: Muscle strength in the triceps surae and objectively measurement customary walking activity in men and women over 65 years of age. Clin Sci, (Lond). 1988; 74: 85‒89. 26）柳堀朗子，白井みどり：在宅高齢女性における日常生活動作の日常レべルと生活習慣の関連．日本公衆衛生雑誌． 2002; 49: 648‒659. 27）新開省二：高齢者の生活機能の予知因子．日老医誌．2001;.

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