＊慶應義塾大学SFC研究所（Keio Research Institute at SFC）
2013年5月10日受付 2014年2月6日採用
原 著
子宮収縮不全を主因とする分娩時異常出血と
HEAVY FOR GESTATIONAL AGE INFANTとの関連性の検討
An investigation of the relationship between a heavy for gestational age
infant and postpartum hemorrhage mainly from uterine atony
小野塚 夢 乃（Yumeno ONOZUKA）
＊抄 録 目 的
子 宮 収 縮 不 全 を 主 因 と す る 分 娩 時 異 常 出 血（postpartum hemorrhage, 以 下PPH）と，heavy for gestational age infant（以下HGA）との関連を疫学的に明らかにすることである。
対象と方法
首都圏の総合周産期母子医療センター1施設において後方視的観察研究を行った。対象は2007∼2010 年に経膣分娩（正期産）で単胎の生児を得た初産の日本人成人女性である。HGA（在胎期間別出生時体格 標準値において出生体重が90パーセンタイル値以上の児）を説明変数，PPH（分娩時出血量 500 ml）お よびsevere PPH（SPPH, 分娩時出血量 1,000 ml）を目的変数とした多重ロジスティック回帰分析を行い， オッズ比（odds ratio: OR）と95％信頼区間（confidence interval: CI）を算出した。
結 果
分析対象となった2,340名中，PPHの発生数は593名（25.3％），SPPHの発生数は63名（2.7％）であった。 多変量解析の結果，HGAはPPHおよびSPPHとの間に有意な関連を認めた。HGAである場合，PPH発 生のadjusted ORは2.34（95％ CI 1.71-3.19），SPPH発生のadjusted ORは2.43（95％ CI 1.21-4.86）であった。 結 論
HGAは子宮収縮不全を主因とするPPHの発生に対する，単独のリスク要因であることが示唆された。 これにより，妊娠中からハイリスクの対象を識別できる可能性が示された。
キーワード：分娩時異常出血，子宮収縮不全，heavy for gestational age，初産，経膣分娩，在胎期間別 出生時体格標準値
Abstract Purpose
To epidemiologically investigate the relationship between a heavy for gestational age infant (HGA) and postpar-tum hemorrhage (PPH) resulting mainly from uterine atony.
Methods
子宮収縮不全を主因とする分娩時異常出血とHEAVY FOR GESTATIONAL AGE INFANTとの関連性の検討
metropolitan area. The inclusion criteria were as follows: 1) vaginal delivery between 2007 and 2010, 2) single deliv-ery at term, 3) primipara, and 4) maternal age of ≥20 years. HGA is defined as an infant with a birth weight greater than the 90th percentile of the new intrauterine growth curves in Japan. The primary outcomes were PPH (blood loss, ≥500 ml) and severe PPH (SPPH; blood loss, ≥1,000 ml). Multiple logistic regression analysis was performed to calculate the odds ratio (OR) and 95% confidence interval (CI) of PPH and SPPH in association with HGA. Results
Of the 2,340 women studied, PPH and SPPH were found to occur in 593 (25.3%) and 63 (2.7%) women, respec-tively. The results of the multivariate analyses indicated that HGA was significantly associated with PPH (adjusted OR 2.34, 95% CI 1.71-3.19) and SPPH (adjusted OR 2.43, 95% CI 1.21-4.86).
Conclusion
HGA was considered an independent risk factor for PPH that results mainly from uterine atony. Thus, physi-cians and midwives could identify women at risk for PPH from uterine atony before delivery.
Keywords: postpartum hemorrhage, uterine atony, heavy for gestational age, primipara, vaginal delivery, new intra-uterine growth curves
Ⅰ．諸 言
WHOによれば，世界では年間約1,400万件の分娩 時異常出血（postpartum hemorrhage, 以下PPH）が発 生し，約14万人が死亡している（AbouZahr, 2003, p.6）。 産科医療の進歩が著しい米国でさえ，妊娠に関連す る死亡の14％がPPHによるものであり（Berg, Harper, Atkinson, et al., 2005, pp.1230-1231），本邦でもPPHは 妊産婦死亡原因の約15∼20％を占めている（厚生労働 省，2012）。 カナダ産科婦人科学会は，PPHの原因を子宮収縮不 全，組織遺残，生殖器損傷，血液凝固異常の4項目（the four T s，表1）に分類している（Schuurmans, MacKin-non, Lane, et al., 2000, pp.272-273）。 な か で も，PPH の原因の約80％は子宮収縮不全であり（ACOG, 2006, p.1040; Bateman, Berman, Riley, et al., 2010, p.1369）， 子宮収縮不全の要因として子宮過伸展，子宮筋疲労， 子宮内感染等が指摘されている。Bais, Eskes, Pel, et al.（2004），Lu, Korst, Fridman, et al.（2009）は，PPHに 関するリスク要因を持つ対象を識別することを目的に， 経膣分娩例に限定して後方視的検討を行い，PPHと子 宮過伸展（巨大児）との関連を明らかにしている。 しかしながら，巨大児に着目した先行研究の対象は いずれも欧米人であり，出生体重4,000ｇ以上の児で ある。体格指標である出生体重には人種によって差 があり，出生体重4,000ｇとは米国小児科学会のintra-uterine growth curves（Olsen, Groveman, Lawson, et al., 2010）において，正期産の90パーセンタイル値に 相当する。これを日本小児科学会の在胎期間別出生時 体格標準値（板橋・藤村・楠田他，2010）における同時 期の90パーセンタイル値と比較すると，約600∼700 g多い。したがって，巨大児がPPHのリスク要因であ るという知見を本邦の対象に単純に外挿する事はでき ない。Driessen, Bouvier-Colle, Dupont, et al.（2011）は，子 宮収縮不全からPPHに至った経膣分娩4,550例につい て出生体重を分析した結果，4,000 g未満が89.2％と大 多数を占めたことを明らかにしている。つまり，PPH 発生要因としての出生体重については，4,000 g未満の ケースにおいてもその関連を明らかにする必要がある。 特に，本邦における出生体重4,000 g以上の児の発生 率 は， 米 国 の7.6％（Martin, Hamilton, Sutton, et al.,
2010）に比べ0.9％（母子衛生研究会，2009）と極めて低 い。そのため，対象を日本人に限定したうえで出生体 重を評価し，子宮収縮不全を主因とするPPHの発生 リスクの推定を行うことが重要である。 児の過剰な発育を出生体重から評価する基準は， 「巨大児」と「在胎週数別の発育評価曲線における90 パーセンタイル値以上」の両者が存在する。（ACOG, 2000）。本邦では巨大児の出生は稀であり，帝王切開 分娩適応となるケースも多いことから，本研究では， 後者の基準を採用し，日本人のデータから作成された 在胎期間別出生時体格標準値を用いて出生体重の評価 を行い，経腟分娩におけるPPHとの関連を明らかに する。 本研究の目的は，子宮収縮不全を主因とする分娩時 異常出血とheavy for gestational age infant（以下HGA） との関連を疫学的に明らかにすることである。本研 究の意義は，PPHの一要因としての出生体重に着目し， 日本人にとってのPPHの発生リスクを明らかにする ことにより，本邦におけるハイリスク分娩を識別する とともに，PPH回避のための助産ケアに有用な知見
を提供することである。 用語の定義 分娩時出血量：分娩中および分娩後2時間までの出血 量の合計 PPH：分娩時出血量500 ml以上 SPPH（severe PPH）：分娩時出血量1,000 ml以上 HGA：在胎期間別出生時体格標準値において出生体 重が90パーセンタイル値以上の児
Ⅱ．研究の枠組み
本研究は，HGAによる子宮過伸展がPPHに関連す るメカニズムについて先行研究の知見（Barany,Csa-bina, & Barany, 1985; Cole & Garfield, 1986; Gillespie, 1950; Kawano & Mori, 1988; Thiede, Daifotis, Weir, et al., 1990; Turton, Arrowsmith, Prescott, et al., 2013）を 根拠としている。妊娠経過に伴う胎児体重の増加は 子宮壁の菲薄化をもたらし，子宮平滑筋は伸長する （HGAではより強度である）。これにより活動張力は 減少し，筋活動や細胞の興奮伝導が限局的となり収縮 における機能的同期性が低下する。さらに平滑筋弛緩 作用を有するprostaglandin I2の産生が亢進し，また， 収縮性調整の要であるgap junctionによる細胞間伝達 を妨げるcyclic AMPが増加することにより子宮収縮不 全が発生すると仮定した。 子宮収縮不全の臨床的リスク要因については，カ 子宮収縮不全 （Tone） 子宮過伸展 羊水過多多胎妊娠 巨大児 子宮筋疲労 急産遷延分娩 多産 子宮内感染 発熱破水後遷延 子宮の機能的／解剖学的異常 子宮線筋症前置胎盤 子宮奇形 組織遺残 （Tissue） 胎児付属物遺残 胎盤異常 胎盤分葉／副胎盤遺残 分娩時における胎盤形成不全 子宮手術既往 多産 超音波検査における胎盤異常所見 血塊遺残 子宮収縮不全 生殖器損傷 （Trauma） 頚管，膣，会陰裂傷 急産産科手術 帝王切開創伸展，離開 胎位異常児頭陥入 子宮破裂 子宮手術既往 子宮内反症 多産子宮底への胎盤付着 血液凝固異常 （Thrombin） 既存の合併症 血友病A フォン・ウィルブランド病 遺伝的血液凝固異常の既往歴肝臓疾患の既往歴 妊娠合併症 特発性血小板減少性紫斑病 子癇前症に伴う血小板減少症 播種性血管内凝固 子癇前症 子宮内胎児死亡 重症感染症 常位胎盤早期剥離 羊水塞栓症 打撲傷 血圧上昇 胎児死亡 発熱，白血球数の増加 分娩前出血 突然の虚脱状態 抗凝固療法 血栓症の既往歴
子宮収縮不全を主因とする分娩時異常出血とHEAVY FOR GESTATIONAL AGE INFANTとの関連性の検討 ナダ産科婦人科学会によるPPH関連要因の分類（the four T's）を根拠とし検討した。
Ⅲ．研 究 方 法
１．研究デザイン 後方視的観察研究 ２．対象の条件及び選定方法 1 ） 選択基準 2007年1月1日∼2010年12月31日の間に経膣分娩で 単胎の生児を得た成人女性，初産，分娩時週数37週0 日∼42週0日未満（正期産），日本国籍を有する（婚姻 等により日本国籍を取得した者は含まない）者とした。 PPHには反復性が指摘されていることから（Ford, Roberts, Bell, et al., 2007, p.392），初産婦を対象者とし て限定した。 2 ） 除外基準 the four T'sをもとに，以下のように除外基準を決定 した。 ①「子宮収縮不全」以外の要因と診断されたケース a. 子宮破裂，子宮内反症，頚管裂傷，会陰裂傷（第3， 4度） b. 常位胎盤早期剥離 c. 開腹手術既往（帝王切開術，子宮筋腫核出術等） d. 妊娠中または分娩中の血液凝固障害 e. 妊娠高血圧症候群 f. 羊水塞栓症 ②「子宮収縮不全」に挙げられる要因のうち「子宮過伸 展」以外の要因と診断されたケース g. 子宮内感染の疑い（母体発熱38.0℃以上，白血球 数，CRP上昇，子宮の圧痛等） h. 子宮の機能的または解剖学的異常（子宮線筋症， 子宮の重複奇形等） i. 胎盤付着部位の異常（前置胎盤，低位胎盤，癒着 胎盤） 3 ）サンプルサイズ先行研究（Magann, Doherty, Briery, et al., 2008）よ りSPPHにおいてオッズ比2.0を得るための期待割合 を0.10と見積もり，α＝0.05（両側），検出力を0.80（β ＝0.2）として約2,500名と算出した。 ３．データ収集方法 本研究のデータは，2007年1月1日∼2010年12月31 日の4年間に首都圏の総合周産期母子医療センター1 施設で分娩した女性の情報である。分娩台帳から選択 基準，除外基準に合致する対象を抽出した。調査期間 は2011年7∼10月であった。なお，データ収集施設の 年間分娩件数は約1,700件であり，分娩第3期に子宮 収縮剤（methylergometrine）の静脈内注射がルティー ンで実施されていた。 1 ） 調査項目 ①基本的属性 分娩時年齢，分娩時週数，母体の身長，非妊時体重， 分娩時体重，出生体重，児性別 ②妊娠期データ
妊娠糖尿病（gestational diabetes mellitus，以下GDM）， 子宮筋腫の有無，分娩前に受けた最終妊婦健診時の amniotic fluid indexまたは最深羊水ポケット ③分娩時データ 分娩所要時間（分娩第1∼3期），分娩時出血量，医 療介入の有無（硬膜外麻酔，分娩誘発，分娩促進， クリステレル胎児圧出法，吸引分娩，鉗子分娩，胎 盤用手剥離，会陰切開），生殖器損傷の有無と程度 （会陰裂傷，外陰または膣壁血腫），子宮内組織遺残 （胎盤，卵膜）の有無 ４．分析方法 記述統計および多重ロジスティック回帰分析を用 いた。多変量解析ではHGAを説明変数とし，PPHま たはSPPH発生の有無を目的変数とした。交絡要因に ついては，the four T's，ACOG（2006）およびPPHの 関連要因を明らかにした先行研究（Combs, Murphy, & Laros, 1991; Driessen et al., 2011; Lu et al., 2009; Qid-wai, Caughey, & Jacoby, 2006; Tan, Ling, & Omar, 2009; The HAPO Study Cooperative Research Group, 2008） にしたがい，17の分娩時要因を共変量として決定した。 1 ） the four T'sのうち，臨床での発生頻度が高いと考 えられる要因 遷延分娩，急産，クリステレル胎児圧出法，吸引分 娩，鉗子分娩，会陰切開または第2度会陰裂傷，組織 遺残 2 ） the four T'sに含まれないが，PPHの関連要因とし て重要なもの 子宮筋腫，分娩第2期遷延，分娩第3期遷延，硬膜 外麻酔，分娩誘発（点滴），分娩誘発（機械），分娩促進， 胎盤用手剥離，血腫
さらに，対象特性における補正を目的として，分 娩時年齢，分娩時週数，非妊時body mass index（以下 BMI）の3変数を追加した。 会陰切開および第2度会陰裂傷は，損傷の部位およ び程度が同等であることから，ひとつの変数として 統合した。第1度会陰裂傷については会陰部の皮膚 および膣壁粘膜表面のみの損傷（日本産科婦人科学会， 2008, p.137）であることから交絡要因として検討しな かった。PPH，SPPH発生例の双方において羊水過多 は存在しなかったため，共変量として検討しなかった。 また，SPPH発生例において分娩第3期遷延のケース は存在しなかったため，分娩第3期所要時間を中央値 で二分し名義尺度（ 6分，＞6分）とした。 多変量解析では，Pearsonの相関係数，φ係数，相 関比（η）によって，変数どうしに強い相関の認められ ないこと（ 0.3）を確認したのちに，強制投入法によ る多重ロジスティック回帰分析を行った。統計ソフト はIBM SPSS Statistics 20を用いた。有意確率は5％と した。 理審査委員会（2011-5）ならびに対象施設の臨床研究倫 理審査委員会（2011年7月11日）の承認を得た。
Ⅳ．結 果
１．対象の背景 2007∼2010年の4年間に対象施設で分娩した6,839 名のうち，選択・除外基準を満たした2,393名を抽出 した。そのうち，データの不完全な例（53名）を除外 した2,340名を分析対象とした。全対象者における分 娩時年齢の平均は32.5 4.2歳，分娩時週数の平均は39 週6日 7日であった。HGAは197名（8.4％），そのう ち184名（HGAの93.4％）が出生体重4,000 g未満であ った。 HGAの有無別の対象の背景を表2に示す。HGAあり の場合，非妊時BMIは高く（p＝0.021），妊娠中体重 増加量は多かった（p＜0.001）。また，遷延分娩（p＝ 0.023），分娩誘発（点滴）（p＝0.022），分娩促進（p＝ 0.002），会陰切開または第2度会陰裂傷（p＝0.026）が 表2 HGAの有無における対象の背景 （n= 2,340） 対象特性 HGAあり（n=197） HGAなし（n=2,143） Mean ± SD Mean ± SD p値† 分娩時年齢（歳） 分娩時週数（週日） 非妊時BMI（kg/m2） 妊娠中体重増加量（kg） 出生体重（g） 32.3 39週6日 19.8 12.9 3,641.1 4.5 7日 2.0 3.5 220.6 32.5 39週6日 19.5 10.7 2,983.0 4.2 7日 1.9 3.2 283.3 0.357 0.208 0.021* ＜0.001** ＜0.001** 分娩時要因 n（%） n（%） p値‡ GDM 子宮筋腫 分娩第2期遷延 分娩第3期所要時間＞6分 遷延分娩‖ 急産 硬膜外麻酔 分娩誘発（点滴）†† 分娩誘発（機械）‡‡ 分娩促進†† クリステレル胎児圧出法 吸引分娩 鉗子分娩 胎盤用手剥離 会陰切開または第2度会陰裂傷 血腫 組織遺残 3 11 20 98 10 1 24 42 7 80 32 6 6 2 176 4 11 （1.5） （5.6） （10.2） （49.7） （5.1） （0.5） （12.2） （21.3） （3.6） （40.6） （16.2） （3.0） （3.0） （1.0） （89.3） （2.0） （5.6） 62 129 144 1,022 51 60 189 324 57 647 347 44 56 24 1,783 23 67 （2.9） （6.0） （6.7） （47.7） （2.4） （2.8） （8.8） （15.1） （2.7） （30.2） （16.2） （2.1） （2.6） （1.1） （83.2） （1.1） （3.1） 0.263 0.805 0.071 0.580 0.023* 0.053 0.116 0.022* 0.462 0.002** 0.985 0.357 0.718 0.893 0.026* 0.229 0.066 † t検定，‡ χ2検定，* p＜0.05，** p＜0.01， 分娩第2期所要時間2時間以上，‖ 分娩所要時間30時間以上 分娩所要時間3時間以内，†† oxytocinもしくはprostaglandin F2αの点滴静脈内注射によるもの ‡‡子宮頚部へのラミナリア桿挿入のみによるもの子宮収縮不全を主因とする分娩時異常出血とHEAVY FOR GESTATIONAL AGE INFANTとの関連性の検討 有意に高率であった。 ２．分娩時異常出血の発生率 対 象 者2,340名 に お い て，PPHの 発 生 数 は593名 （25.3％），SPPHの 発 生 数 は63名（2.7％）で あ っ た。 HGAの有無別にPPH，SPPHの発生率をみると，HGA ありではPPHが43.1％（p＜0.001），SPPHが5.6％（p＝ 0.009）と有意に高率であった。（表3） ３．子宮収縮不全を主因とする分娩時異常出血とHGA との関連 目的変数をPPH，説明変数をHGAとして，交絡要 因となる17の共変量を強制投入した多重ロジスティ ック回帰分析の結果を表4に示す。PPHとHGAとの 間には有意な関連を認め，HGAがPPH発生に与えた リスクは2.34倍であった（95％ CI 1.71-3.19）。その他， 分娩第3期所要時間＞6分，分娩誘発（点滴），クリス テレル胎児圧出法，鉗子分娩，胎盤用手剥離，会陰切 開または第2度会陰裂傷がPPHと有意に関連した。 同様に，目的変数をSPPHとした多重ロジスティ ック回帰分析の結果を表5に示す。SPPH発生例にお いて，急産，分娩誘発（機械）のケースが存在しなか ったため，交絡要因として15の共変量を強制投入し た。その結果，SPPHとHGAとの間に有意な関連を認 め，HGAがSPPH発生に与えたリスクは2.43倍であっ た（95％ CI 1.21-4.86）。その他，分娩誘発（点滴），分 娩促進，鉗子分娩がSPPHと有意に関連した。
Ⅴ．考 察
１．分娩時異常出血の発生率 PPHに関する先行研究は，分娩様式や経産回数等の 条件が混在する集団を対象にしたものが多数であり， Sloan, Durocher, Aldrich, et al. （2010）のシステマティ ックレビューによると，経腟分娩例において分娩第3 期にergometrineを投与した場合，PPHとSPPHの発 生率は各々0∼36.99％，0∼8.22％と報告者による結 果のバラツキが大きい。 対象を経腟分娩の初産婦に限定した研究は数少ない が，笠井・尾崎・山田他（2012）は単胎の児を自然妊 娠した，妊娠高血圧症候群，GDM，肥満のない正期 産の初産婦3,730名を対象に，分娩時年齢を5歳階級 別に検討した結果，SPPHの発生率は1.8∼5.3％であ ったと報告している。Bais et al. （2004）は，産科学的 既往を有しない初産婦3,464名を対象に発生率を調査 表3 HGAの有無におけるPPH，SPPHの発生率の比較 （n=2,340） アウトカム （n=197）HGAあり （n=2,143）HGAなし n（％） n（％） p値† PPH SPPH 8511（43.1）（5.6） 50852（23.7）（2.4） ＜0.001**0.009** † χ2検定，** p＜0.01 表4 Postpartum hemorrhageとHGAとの関連 （n=2,340） 分娩時要因 adjusted OR†（95%CI） p値 HGA GDM 子宮筋腫 分娩第2期遷延‡ 分娩第3期所要時間＞6分 遷延分娩 急産‖ 硬膜外麻酔 分娩誘発（点滴） 分娩誘発（機械）†† 分娩促進 クリステレル胎児圧出法 吸引分娩 鉗子分娩 胎盤用手剥離 会陰切開または第2度会陰裂傷 血腫 組織遺残 2.34 1.34 1.22 1.12 1.64 1.03 1.10 1.02 1.56 0.68 1.02 1.45 1.30 1.75 2.93 1.78 1.80 1.21 （1.71-3.19） （0.77-2.33） （0.82-1.81） （0.77-1.63） （1.35-1.99） （0.57-1.87） （0.60-2.00） （0.73-1.42） （1.20-2.03） （0.35-1.31） （0.81-1.29） （1.11-1.88） （0.70-2.42） （1.01-3.04） （1.30-6.61） （1.31-2.41） （0.81-4.02） （0.72-2.03） ＜0.001** 0.307 0.325 0.539 ＜0.001** 0.916 0.757 0.920 0.001** 0.252 0.849 0.006** 0.408 0.045* 0.009** ＜0.001** 0.149 0.475 † 多重ロジスティック回帰分析（強制投入法）：モデルχ2検定 p＜0.001, Hosmer-Lemeshow検定結果 p＝0.171 分娩時年齢，分娩時週数，非妊時BMI（連続変数）による補正を行った。 * p＜0.05，** p＜0.01，‡ ‖ †† 表2を参照し，PPHが19％，SPPHが4.2％であった。本研究にお けるPPHとSPPHの発生率は，対象の特性が類似する 先行研究の結果を支持するものである。 ２．子宮収縮不全を主因とする分娩時異常出血と HGAとの関連 本研究では，本邦における最新の在胎期間別出生 時体格標準値を用いて出生体重を評価し，子宮収縮 不全を主因とするPPHとHGAとの関連を明らかにし た。経腟分娩において，LGA（large for gestational age
infant, HGAと同義）が引き起こすPPH発生のリスク
は1.63∼1.9倍（Jolly, Sebire, Harris, et al., 2003, p.12; Sheiner, Sarid, Levy, et al., 2005, p.152; Weissmann-Brenner, Simchen, Ziberberg, et al., 2012, p.4）である。 さらに，4,000 g未満のLGA（HGA）によるSPPHの発 生リスクは2.7倍（Pasupathy, McCowan, Poston, et al.,
2012, p.548）と報告されている。本研究の結果もこれ らを支持するが，子宮収縮不全を主因とするPPHと の関連を明らかにしたのは本研究がはじめてである。 特に，健康な女性に対しても生命に危険が及ぶSPPH について，HGAが単独のリスク要因であるという知 見は重要である。 PPHは 予 測 が 困 難 で あ り， 突 発 的 に 発 生 す る （Combs et al, 1991, p.69）。その理由のひとつとして， 妊娠中から子宮収縮不全によるPPHを予測できる要 因が数少ないことが挙げられる（Bateman et al., 2010, p.1371）。本研究においても，多重ロジスティック回 帰分析に投入した共変量のうち，妊婦健診で把握可能 なものはHGA，GDM，子宮筋腫に限られた。そのう ち，PPHと有意な関連を認めたのはHGAのみであっ た。また，本邦の診療ガイドライン（日本産科婦人科 学会・日本産婦人科医会, 2011, p.136）では，PPHの リスク要因として巨大児を挙げているが，日本人を対 象に行った本研究において，HGAの9割以上が4,000 g 未満の者であった。したがって，HGAは子宮収縮不 全を主因とするPPHのリスク評価のための指標とし て有用性が高く，妊娠中からハイリスクの対象を識別 することに繋がる可能性がある。 ３．周産期のリスク管理と助産ケアへの示唆 助産師には妊婦の適切な体重増加を支援する役割が ある。Wataba, Mizutani, Wasada, et al. （2006）は，非 妊時BMIと妊娠中の体重増加量の増大がLGA（HGA） のリスクを上昇させることを明らかにしている。本研 究においても，HGAであった対象には非妊時BMIが 高く，妊娠中の体重増加量は多いという特徴が認めら れ た。The HAPO Study Cooperative Research Group （2008）は，妊娠中の血糖値の上昇に伴いHGAの発生 リスクが増大することを明らかにしている。 本研究の結果は，HGAがPPH発生に与えたリスク は2.34倍，SPPH発生に与えたリスクは2.43倍と高か った。PPHのリスクを低減するためにも妊娠中の体重 増加量ならびに胎児推定体重のモニタリングが重要で あり，保健指導では体重コントロールについて強調し HGA GDM 子宮筋腫 分娩第2期遷延‡ 分娩第3期所要時間＞6分 遷延分娩 硬膜外麻酔 分娩誘発（点滴）‖ 分娩促進‖ クリステレル胎児圧出法 吸引分娩 鉗子分娩 胎盤用手剥離 会陰切開または第2度会陰裂傷 血腫 組織遺残 2.43 1.97 0.17 1.72 0.88 0.94 0.58 2.06 0.44 1.73 1.68 2.87 2.63 2.97 1.32 0.41 （1.21- 4.86） （0.64- 6.00） （0.02- 1.24） （0.70- 4.19） （0.53- 1.47） （0.12- 7.37） （0.22- 1.58） （1.13- 3.76） （0.21- 0.91） （0.92- 3.25） （0.47- 6.05） （1.07- 7.70） （0.52-13.39） （0.95- 9.30） （0.17-10.25） （0.05- 3.06） 0.012* 0.235 0.080 0.236 0.626 0.955 0.290 0.018* 0.026* 0.089 0.427 0.037* 0.245 0.062 0.790 0.382 † 多重ロジスティック回帰分析（強制投入法）：モデルχ2検定 p＜0.001, Hosmer-Lemeshow検定結果 p＝0.067 分娩時年齢，分娩時週数，非妊時BMI（連続変数）による補正を行った。 * p＜0.05，‡ ‖表2を参照
子宮収縮不全を主因とする分娩時異常出血とHEAVY FOR GESTATIONAL AGE INFANTとの関連性の検討 ていく必要がある。 ４．研究の限界と今後の課題 本研究は既存資料を用いた後方視的観察研究であり， 分娩時情報の記載内容には限界がある。今後はPPH とHGAの関連の特異性について，前方視的に明らか にすることが課題である。また，PPHのリスク要因と して貧血が指摘されているが，本研究では変数として 採用していないため出血への影響についてはさらに検 討が必要である。 本研究の対象施設は首都圏にある高次医療機関1施 設であり，1都7県における初産の平均年齢に比べ，対 象者の平均年齢が高かった（厚生労働省, 2009, 2010, 2011, 2012）。したがって，医療介入の必要性の高い対 象が多く含まれていた可能性がある。結果のさらなる 一般化のためには，対象施設を増やすとともに，経産 婦や早産のケースについても検討を行う必要がある。
Ⅵ．結 論
本研究は，子宮収縮不全を主因とする分娩時異常出 血とHGAとの関連性を疫学的に明らかにすることを 目的とした。首都圏の総合周産期母子医療センター1 施設において，経腟分娩（正期産）で単胎の生児を得 た初産の日本人成人女性を対象とし，PPH（分娩時出 血量500 ml以上）とSPPH（同1,000 ml以上）をアウト カムとして後方視的検討を行った。 その結果，HGAは子宮収縮不全を主因とする分娩 時異常出血の発生に対する，単独のリスク要因である ことが示唆された。児の出生体重が在胎期間別出生 時体格標準値において90パーセンタイル値以上であ る場合，90パーセンタイル値未満である場合に比べて， 子宮収縮不全を主因とするPPH発生のリスクは2.34 倍，SPPH発生のリスクは2.43倍であった。 謝 辞 本研究において，データ収集にご協力いただきまし た対象者および関係施設の皆様に深謝申し上げます。 また，ご指導いただきました慶應義塾大学大学院健康 マネジメント研究科の近藤好枝教授，鎌倉光宏教授に 感謝申し上げます。 本研究は，2011年度慶應義塾大学大学院健康マネジ メント研究科修士論文の一部に加筆修正したものであ る。 引用文献AbouZahr, C.(2003). Global burden of maternal death and disability. British Medical Bulletin, 67, 1-11.
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