原著
新型コロナウイルスワクチン接種後に獲得される抗体価に影響を与えうる因子の解析
2022 年 71 巻 2 号 p. 231-237
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2022 年 71 巻 2 号 p. 231-237
Pfizer社製新型コロナウイルスワクチン「コミナティ筋注」を接種した当法人の医療従事者56名を対象として抗新型コロナウイルスIgG抗体の測定を行った。測定は全自動化学発光酵素免疫測定システム ルミパルス®G1200および，化学発光酵素免疫測定法試薬SARS-CoV-2 S-IgG測定試薬（IC）（H.U.フロンティア株式会社）を使用した。測定の結果，対象者すべてにカットオフ値1.0 AU/mL以上の抗体価獲得を認め，最小抗体価10.5 AU/mL，最大抗体価227.2 AU/mL，中央値62.2 AU/mLを得た。獲得される抗体価の多寡に影響を及ぼし得る因子として性別，年齢，BMI，既存B型肝炎ウイルス抗体価，および飲酒・喫煙習慣の有無に着目して解析を行った結果，抗体価の多寡は年齢の影響を最も大きく受け，その影響は統計学的有意差を生じさせ得ると分かった。その他の因子については統計学的有意差を生じさせないものの，飲酒習慣の有無，既存B型肝炎ウイルス抗体価，BMI，喫煙習慣の有無，性別の順に影響力を持つことが明らかとなった。本稿によって，B型肝炎ワクチン不応者であっても抗体獲得が可能であることが示された一方で，今回の検討因子以外の影響因子の検討の必要性が示唆された。
We conducted research on the amount of antibody against the new coronavirus in 56 medical professionals who were vaccinated with the new coronavirus vaccine “COMIRNATY intramuscular injection” manufactured by Pfizer©. In this study, we measured the antibody titer in all the samples from the subjects using Lumipulse®G1200 and SARS-CoV-2 S-IgG measuring reagent (IC) (H.U. Frontier Co., Ltd.). Results showed that all the subjects obtained antibody titers that were higher than the cutoff value (1.0 AU/mL). The lowest antibody titer was 10.5 AU/mL, the highest antibody titer was 227.2 AU/mL, and the median was 62.2 AU/mL. We analyzed the factors that affect the antibody titer, focusing on gender, age, BMI, HBV antibody titer, and drinking/smoking habits. We found that the antibody titer was affected only by age, and the other factors did not show statistically significant differences. We suggest that it is possible to induce antibodies to SARS-CoV2 even in a person with a poor immune response to the hepatitis B vaccine. However, further detailed investigation is needed.
2019年12月末に中国湖北省武漢市から始まったとされる新型コロナウイルス感染症（coronavirus disease 2019; COVID-19）1)は現在に至るまで世界中で猛威を振るっており，本邦においても2021年7月現在86万人以上の感染者が確認され，15,000人以上の死亡が報告されている2)。こうした状況のなか医療従事者に対するワクチン接種が令和3年2月より一般に先駆けて行われているが，接種により得られる抗体価や免疫能については未だ充分な知見が得られていない。本研究ではPfizer社製新型コロナウイルスワクチン「コミナティ筋注」（以下コミナティ）を2回接種した当法人の医療従事者を対象として，コミナティ摂取後に獲得された抗体価測定を行い，抗体価の多寡に影響を及ぼし得る因子について相関を確認し，解析を行った。
本研究は院内倫理委員会の承認を得て行った。すべての対象者には書面で説明を行い，得られたデータは個人が特定できないよう処理したのち研究発表に用いることについて同意を得た（審査番号：No. 3-001）。
1． 対象対象はコミナティを接種した当法人医療従事スタッフから年齢層別に抽出した男女56名とした。男女比は1.07：1.00，最年少は23歳，最高齢は77歳，標準偏差 = 14.30（Table 1）。また，対象群のなかに重篤な腎障害，肝障害，およびCOVID-19 の既往が確認された者は含まれていない。対象者の1回目と2回目のコミナティ接種間隔については，最短で21日（対象群全体の84.6%），最長で25日間隔をおいて接種が行われた。
| 20–29歳 | 30–39歳 | 40–49歳 | 50–59歳 | 60–69歳 | 70歳以上 | 合計（人） | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 男性（人） | 5 | 6 | 6 | 5 | 6 | 1 | 29 |
| 女性（人） | 6 | 5 | 5 | 5 | 6 | 0 | 27 |
| 合計（人） | 11 | 11 | 11 | 10 | 12 | 1 | 56 |
| あり | なし | |
|---|---|---|
| 飲酒習慣 | 20 | 36 |
| 喫煙習慣 | 11 | 45 |
| 最小値 | 最大値 | 標準偏差 | |
|---|---|---|---|
| BMI | 15.0 | 31.6 | 3.30 |
| HBs抗体価（mIU/mL） | 0.1 | 186.6 | 53.03 |
検体採取時に対象者から問診票を用いて身長，体重，年齢，性別に加えて，自身のHBs抗体価（mIU/mL）に関する質問，飲酒・喫煙習慣の有無についての質問に回答を得た。身長，体重，年齢，性別に加えて，自身のHBs抗体価（mIU/mL）について数値を直接記入してもらった。対象者のHBs抗体価はすべて，事前に実施されていた定期職員健診にて全自動化学発光酵素免疫測定システム ルミパルス®G1200および，化学発光酵素免疫測定法試薬ルミパルス®HBsAb-N（H.U.フロンティア株式会社）を用いて測定された値である。飲酒・喫煙習慣の有無については飲酒習慣の有無は定期的な飲酒習慣（頻度は問わない）があり，1回飲酒量が1合相当を超えるものを飲酒習慣ありとし，喫煙歴の有無は1日あたりの喫煙量や喫煙期間を問わず，継続的な喫煙習慣がある場合に喫煙習慣ありとする旨の質問を行い，「はい」か「いいえ」の2択による回答を得た。検体の採取はすべて，2回目のコミナティ接種後10週～12週の期間内で実施した。採血管はNIPRO社製真空密閉型採血管ニプロネオチューブ®血清分離剤入り（凝固促進処理済み）を使用した。検体は凝固確認後速やかに血清分離（遠心機：KUBOTA 5910，遠心条件：3,000 rpm（1,710 g）・5分・24℃）を行った。
3． 測定すべての測定はそれぞれ採血当日に行い，測定には全自動化学発光酵素免疫測定システム ルミパルス®G1200（H.U.フロンティア株式会社）および，化学発光酵素免疫測定法試薬SARS-CoV-2 S-IgG測定試薬（IC）（H.U.フロンティア株式会社 試薬LOT：P7B1101，使用期限：2021-10-31）を用いた。陽性か陰性か判断するカットオフ値は1.0 AU/mL（メーカー設定値）とした。試薬の測定範囲上限は20.0 AU/mLであるため，検体は適宜200倍までの自動希釈により定量値を算出した。また，陰性対照としてコミナティ接種を行っていない当法人職員3名（20代女性2名，40代女性1名）の測定を行った。さらに参考として，1回目のコミナティ接種のみを行っている当法人職員1名（50代女性）の測定を行った。いずれの検体についても採取から測定までの処理に他群との差異はないように実施した。
4． 解析ワクチン接種後に獲得される抗体価に影響を及ぼし得る因子として，1）年齢，2）飲酒習慣の有無，3）性別，4）喫煙習慣の有無，5）BMI（ボディマス指数：Body Mass Index），6）既存のB型肝炎ウイルス抗体価の各因子に着目し，以下の単変量解析および重回帰分析による比較・検討を行った。
1） 年代による測定値の比較について得られた測定値を年代別に5群［20代（20～29歳），30代（30歳～39歳），40代（40歳～49歳），50代（50歳～59歳），60代以上（60歳以上）］に分け，それぞれの群における最大値，最小値，および四方位数を求めた。また，5群間に有意差があるかを調べるため，測定値を順序データに置換したうえでウェルチのt検定を行った。5群間の組み合わせは10通りあるためp値< 0.005を統計学的有意差ありとして判定した。
2） 飲酒習慣の有無による抗体価比較について得られた測定値を飲酒習慣の有無で2群に分け，両群における最大値，最小値，および四方位数を求めた。測定値を順序データに置換したうえでウェルチのt検定を行った。p値 < 0.05を統計学的有意差ありとして判定した。
3） 性別による抗体価比較について得られた測定値を性別で2群に分け，両群における最大値，最小値，および四方位数を求めた。また，測定値を順序データに置換したうえでウェルチのt検定を行った。p値 < 0.05を統計学的有意差ありとして判定した。
4） 喫煙習慣の有無による抗体価比較について得られた測定値を喫煙習慣の有無で2群に分け，両群における最大値，最小値，および四方位数を求めた。また，測定値を順序データに置換したうえでウェルチのt検定を行った。p値 < 0.05を統計学的有意差ありとして判定した。
5） BMIと抗体価の関係について得られた測定値を縦軸に，対象者のBMIを横軸として2項目が対応する位置をプロットし，分布図を作成し，2群間の相関係数rについて調べた。
6） 既存B型肝炎ウイルス抗体価との関係について得られた測定値を縦軸に，対象者の既存B型肝炎ウイルス抗体価（HBsAb（mIU/mL））を横軸として2項目が対応する位置をプロットし，分布図を作成し，2群間の相関係数rについて調べた。
さらに1）から6）の各因子のもつ影響力の推定のため，測定値を底を2とする対数に変換したのち，重回帰分析による検討を行った。統計解析はMicrosoft®Excel®2016MSOの分析ツールを用いて行った。
コミナティ未接種の職員3名の検体の測定値はいずれも0.1 AU/mLであり，抗体陰性と判定された。コミナティを1回目のみ接種した職員1名の検体の測定値は6.2 AU/mLであり，抗体陽性と判定された。コミナティを2回接種した対象群の検体の測定値はすべて1.0 AU/mL以上であり，抗体陽性と判定され，最大抗体価227.2 AU/mL，最小抗体価10.5 AU/mL，中央値62.2 AU/mLを得た。得られた測定値を，階級を13として分類し各階級に属する度数に比例する面積を持つ長方形を並べ，ヒストグラムを作成した（Figure 1）。
各年代それぞれとの組み合わせでは明らかな有意差を認めなかった（20–30代：p値 = 0.740，20–40代：p値 = 0.161，20–50代：p値 = 0.327，20–60代以上：p値 = 0.047，30–40代：p値 = 0.388，30–50代：p値 = 0.427，30–60代以上：p値 = 0.174，40–50代：p値 = 0.473，40–60代以上：p値 = 0.472，50–60代以上：p値 = 0.801）（Figure 2）。
各群間に統計学的有意差を認めなかった（p値 > 0.005）。
ウェルチのt検定の結果，2群間に有意差を認めなかった（p値 = 0.292）（Figure 3）。
2群間に統計学的有意差を認めなかった（p値 > 0.05）。
ウェルチのt検定の結果，2群間に有意差を認めなかった（p値 = 0.505）（Figure 4）。
2群間に統計学的有意差を認めなかった（p値 > 0.05）。
ウェルチのt検定の結果，2群間に有意差を認めなかった（p値 = 0.940）（Figure 5）。
2群間に統計学的有意差を認めなかった（p値 > 0.05）。
2群間の相関について調べた結果，相関係数r = 0.0053を得た。0 < |r| < 0.2より2群間にほとんど相関がないことがわかった（Figure 6）。
2群間にはほとんど相関がないことがわかった（相関係数r = 0.0053）。
2群間の相関について調べた結果，相関係数r = 0.2900を得た。0.2 < |r| < 0.4から，2群間には弱い相関があることがわかった（Figure 7）。
2群間には弱い相関があることがわかった（相関係数r = 0.2900）。
解析結果より得られた分散拡大要因は10より十分に小さく，因子間の共線性はないと判断した。（分散拡大要因：VIF = 1.211）各因子の標準化偏回帰係数を調べた結果，抗体価の多寡は年齢の影響を最も大きく受け，その影響は統計学的有意差を生じさせ得ると分かった。その他の因子については統計学的有意差を生じさせないものの，飲酒習慣の有無，既存B型肝炎ウイルス抗体価，BMI，喫煙習慣の有無，性別の順に影響力を持つことが明らかとなった（Table 2）。
| 因子 | 標準化偏回帰係数 | p値 | 95%信頼区間 | |
|---|---|---|---|---|
| 下限 | 上限 | |||
| 年齢 | −0.352 | 0.018 | −0.045 | −0.004 |
| 飲酒習慣の有無 | −0.231 | 0.116 | −1.040 | 0.118 |
| HBs抗体価（mIU/mL） | 0.126 | 0.370 | −0.003 | 0.008 |
| BMI | −0.061 | 0.708 | −0.117 | 0.080 |
| 喫煙習慣の有無 | −0.044 | 0.763 | −0.838 | 0.619 |
| 性別 | −0.006 | 0.973 | −0.676 | 0.654 |
本解析において，重相関R = 0.417，重決定R2 = 0.174，標準誤差 = 0.978を得た。分散拡大要因VIF = 1.211より本解析における各因子間の共線性はないと判断した。標準化編回帰係数および各因子のp値より，抗体価の多寡は年齢の影響を最も大きく受け，その影響は統計学的有意差を生じさせ得ること分かった。その他の因子については統計学的有意差を生じさせるほどの影響はないことが分かった。
当法人でのコミナティ接種開始にあたってはさまざまな不安の声が寄せられ，特に接種後の副反応への不安，ならびに抗体を獲得できるかの不安が多くを占めていた。接種後の副反応については大多数の職員から接種部位の筋肉痛様疼痛，発熱，頭重感などの訴えが寄せられたものの，少なくない職員がアセトアミノフェンなどの解熱鎮痛薬を予防的に服用していたため副反応の真の発生頻度やその程度について十分な観測をすることが出来なかった。本稿では獲得される抗体価の多寡に影響を及ぼし得る因子の解析のため複数の因子に着目し統計解析を行ったが，事前のヒアリングでは特にB型肝炎ワクチンへの不応を理由に接種を躊躇する声が複数聞かれていたため，まずはB型肝炎ウイルス抗体価との関係に着目した。Figure 7において弱い相関関係が認められたものの，Table 2の重回帰分析の結果の通り，既存のB型肝炎ウイルス抗体価は，コミナティ接種によって獲得される抗体価の多寡に与える影響は大きくないことが示されている。B型肝炎ワクチンの不応については既に4つの責任遺伝子群が特定されており，これら遺伝子群が新型コロナウイルスに対する抗体産生にも影響するとは安易に関連付けづらい。抗体産生はT細胞活性などをはじめとする種々の一般的な因子に複雑に規定されていることが知られている。ここから，今回得られた結果は2項目間に見かけ上弱い相関関係があるように算出されただけであり，2群間に因果関係はないと考えている。実際にB型肝炎ワクチン不応を訴える対象者を含む対象群全員にカットオフ値以上の抗体価が認められたことを受け，自身のB型肝炎ワクチン不応を関連づけてコミナティ接種による効果に不安に感じる方に対して，本稿の結果がポジティブな効果を与えられることを期待したい。次に，年齢，性別，BMI，飲酒・喫煙習慣に着目した。このなかで統計学的有意差を生じさせ得る影響力をもつ因子は年齢のみであり，その他の因子には統計学的な有意差を生むほどの影響力を認めなかった（Table 2）。しかしながら，単変量解析における年代ごとの比較（Figure 2）では各群に統計学的有意差を認めず，多変量解析の結果との齟齬があった。この点についてはTable 2で示したように，本稿で行った重回帰分析に含まれる因子の組み合わせでは全体の収量のうち，4割ほどしか説明できていないことが重相関Rの値から示されるため，今回の検討因子以外の因子の組み合わせについても検討する必要があることを示唆する結果であると考えている。しかしながら，冒頭でも述べたようにB型肝炎ワクチン不応をはじめとして，今回検討した各因子について不安を感じる方は多く，有意差が認められないという本稿のネガティブデータはコミナティ接種に不安を感じる方へのポジティブなメッセージになり得るのではないかと考えている。
一方で，現在本邦における報告のうち最大規模で行われている千葉大学病院コロナワクチンセンターでのKageyamaらの先行調査においては，本稿の結果とは異なる報告がなされている。Kageyamaら3)の報告では測定機器として本稿とは異なる機器が採用されており，抗体価の影響因子として年齢，性別，飲酒頻度，1回目と2回目の接種間隔などの因子を挙げている。本稿でも年齢，定期的な飲酒習慣の有無が比較的大きい影響力を有する点については結果を同じくするが，性別についてはそれほど影響力が大きくないとする結果が得られている。これらの差異を生む要因として，まず接種間隔については本稿の対象者は1回目と2回目の接種間隔が比較的統一されていることから今回は考慮する必要はないと考えた。結果の差異については，本稿と先行調査の測定環境の違いが影響しているものと考えられる。本稿で採用した全自動化学発光酵素免疫測定システム ルミパルス®G1200（H.U.フロンティア株式会社）（以下ルミパルス）と，Kageyamaらの用いたCobas® 8000 e801モジュール（ロシュ ダイアグノスティックス株式会社）（以下コバス）は新型コロナウイルス抗体価測定において使用している検量線のデザインが異なる。ルミパルスの検量線は線形がリニア型であるのに対し，コバスの検量線はシグモイド型となっている。このことから，コバスはルミパルスに比べるとある一定の値を超えたときに測定値がジャンプする傾向があると推察できる。よって，コバスを用いた測定系では検量線のS字カーブのピークを跨いで統計学的な有意差が比較的出易く，解析の差異を生んだ可能性が考えられる。本稿のサンプルサイズはKageyamaらの先行研究に比して小さく，よりサンプルサイズを大きくした追実験を今後検討したい。
また，抗体価に影響を与えうる因子の解析をより進めるためにも測定値の標準化が早期に進められることを期待したい。新型コロナウイルスIgG抗体の測定試薬として現在上市されている複数のメーカー製品についてその有用性や特徴についての諸研究が複数進められている4),5)が，いずれの機器においても測定単位は任意単位でありカットオフ値も異なる。一例ではあるがコバスのカットオフ値が50 U/mLに対してルミパルスのカットオフ値は1.0 AU/mLであり，接種後の測定値の中央値もコバスでは2,060 U/mLとする報告があるのに対しルミパルスでは本稿で示したように62.2 AU/mLと，測定値のレンジに大きな差があり患者様や臨床の医師への説明や，持ち込み結果の解釈に苦慮する場面は想像に難くない。これらの要因が測定試薬の選定や採用にあたって課題となる場合が多く，測定値の標準化を現場の臨床検査技師として強く望む。
コミナティ接種によって得られる抗体価の多寡は本稿の検討因子のなかでは年齢に最も大きく影響を受け，次いで飲酒習慣の有無の影響が大きい一方，性別，喫煙習慣，BMI，および既存のB型肝炎ウイルス中和抗体価の影響は大きくないことが示せた。B型肝炎ワクチン不応者にとってもコミナティ接種は有用であり，ワクチン接種率向上を期待したい。一方で，本稿で検討した以外の影響因子との組み合わせの検討が必要であると考えられる。
本論文に関連し，開示すべきCOI 状態にある企業等はありません。
稿を終わるにあたり，サンプル提供に協力いただいた当院すべての医療スタッフならびに，本研究にご協力いただいた小美玉市医療センター医療技術部臨床検査科 舟木実技師，H.U.フロンティア株式会社 大竹寛氏，菅野篤志氏，そして本研究の立案よりご指導をいただいた社会医療法人財団古宿会水戸中央病院院長 大河内信弘先生に心より深謝申し上げます。
