2026 Volume 53 Issue 5 Pages 311-320
【目的】脳卒中者に生じる肩関節疼痛は，肩峰–上腕骨頭距離（Acromion–Humeral Distance：以下，AHD）の拡大と関連する一方，AHD左右差が負値を示す症例群の臨床的特徴は明らかでない。本研究は，AHD左右差パターンに基づき脳卒中片麻痺者を分類し，各群の臨床的特徴と脳卒中後肩関節疼痛との関連を探索的に検討した。【方法】脳卒中者47名を対象とし，両側のAHDから左右差（麻痺側−非麻痺側）を算出した。左右差からΔAHD正値群，ΔAHD負値群，不変群に分類し，疼痛および上肢機能を比較した。【結果】ΔAHD正値群では疼痛が強く上肢機能低下を認めた。ΔAHD負値群では上肢機能は保たれていたが，不変群に比べ運動時疼痛が多かった。不変群は疼痛例が少なく，運動機能も良好であった。【結論】AHDの左右差に基づく3群分類は，脳卒中後肩関節疼痛と関連するAHD左右差パターンを整理する基礎的知見となる可能性が示された。
Objective: Post-stroke shoulder pain is often associated with an increased acromion–humeral distance (AHD), whereas the clinical features of individuals with a negative side-to-side AHD difference remain unclear. This study classified individuals with stroke according to side-to-side AHD difference patterns on ultrasound and examined the associations of each group with post-stroke shoulder pain and upper-limb function.
Methods: Forty-seven individuals with stroke were enrolled. Bilateral AHD was measured using ultrasound, and the side-to-side difference (ΔAHD=paretic−nonparetic) was calculated. Participants were classified into three groups based on ΔAHD: Positive ΔAHD, Negative ΔAHD, and No-change groups. Shoulder pain and upper-limb function were compared among the groups.
Results: The Positive ΔAHD group exhibited the greatest shoulder pain and the poorest upper-limb function. The Negative ΔAHD group showed relatively preserved upper-limb function but more frequent movement-evoked shoulder pain compared with the No-change group. The No-change group demonstrated favorable outcomes for both pain and function.
Conclusion: Classification based on AHD asymmetry may provide preliminary evidence for characterizing side-to-side AHD difference patterns associated with post-stroke shoulder pain and upper-limb function.
脳卒中後に麻痺側に生じる肩関節疼痛（post-stroke shoulder pain：以下，PSSP）は，脳卒中片麻痺者のリハビリテーション治療の効果を著しく低下させるだけでなく，重要な二次的障害であり1），生活の質の低下や心理面，睡眠への悪影響が報告されている2）。PSSPの発症率は報告により異なるが，おおむね22–47%とされており，発症頻度の高い合併症である3）。一方で，PSSPの発症機序は多因子的であり，亜脱臼に伴う器質的変化，神経障害性疼痛，インピンジメント症候群，筋・腱の変性などが関与するとされているが4）5），その詳細はいまだ明らかではない。
PSSPの原因の一つである亜脱臼の把握は，触診などの臨床所見を主とするが，それに加えてX線やMagnetic Resonance Imaging（MRI）などの画像評価を用いた検討も報告されている4–6）。また，亜脱臼の重症度と軟部組織損傷の関連も報告されている7）。しかしながら，これらの多くは亜脱臼に起因する裂隙距離の拡大に焦点を当てており，拡大を伴わない肩甲上腕関節裂隙の病態についての情報は限られている2）8）9）。一般に，PSSPの原因にはインピンジメント症候群や上腕二頭筋長頭腱の異常なども含まれることから9），肩甲上腕関節裂隙距離については，拡大のみならず，麻痺側肩峰–上腕骨頭距離（Acromion–Humeral Distance：以下，AHD）が非麻痺側AHDより小さくなる左右差パターンを含め，多様なAHD左右差に着目する視点も求められる10）11）。
近年，超音波評価の進歩により，非侵襲的かつリアルタイムに肩関節構造を可視化できるようになり，AHDや肩峰–大結節間距離（Acromion–Greater Tuberosity Distance：以下，AGT）など，上腕骨近位部の位置関係を反映する指標が用いられている10）12）。超音波評価はベッドサイドで反復測定が可能であり，脳卒中片麻痺者における肩関節病態の評価手段としての有用性が報告されている13–15）。また，脳卒中後の肩関節に対する超音波評価では，AHDやAGTに加え，棘上筋厚や軟部組織所見を含む多面的な評価が試みられている16）17）。しかし，AHDやAGTの左右差に基づいて肩甲上腕関節裂隙の形態的特徴を分類し，臨床症状や疼痛との関連を検討した研究は限られている8）13）18）。特に，裂隙距離の拡大方向だけでなく，麻痺側AHDが非麻痺側AHDより小さい方向の左右差パターンまで含めて，その臨床的特徴を整理した研究は十分ではない18）。AHDは整形外科領域において肩峰下スペースの評価指標として広く用いられており，先行研究との比較可能性が高い。したがって，AHDを主要指標，AGTを補助指標として用いることは，拡大方向だけでなく麻痺側AHDが非麻痺側AHDより小さくなる方向を含む両方向性の左右差を評価するうえで有用と考えられる。本研究の目的は，超音波評価を用いて脳卒中後片麻痺者のAHDを計測し，AHD左右差パターンに基づいて分類したうえで，各群の臨床的特徴およびPSSPとの関連性を探索的に検討することである。
本研究は，2024年5月から2025年5月までの期間に加賀市医療センター（以下，当院）の回復期リハビリテーション病棟に入院した脳卒中患者を対象とした。除外基準は，脳卒中再発，入院前からの肩関節疼痛もしくは肩関節疾患の既往，明らかな運動麻痺がない症例，測定姿勢保持が困難な症例，超音波評価時の肌露出が困難な症例，およびデータ不備とした。
同意が得られ，除外基準に該当しない症例を入院中に順次取り込んだ。超音波評価および臨床評価は，原則として発症後30–60日に実施した。評価時期を発症後30–60日としたのは，急性期から回復期病棟への転棟時期に日数のばらつきがある中で，入院中に超音波評価を同一検査者が統一手順で実施し，測定条件の一貫性を担保できる期間として設定したためである。ただし，入院後に肩関節痛が新たに生じた症例では，診療録において肩関節痛が初めて記録された日を基準日とし，その2週間以内に超音波評価および臨床評価を実施し記録した。なお，本研究では1対象者につき1時点の評価データのみを解析対象とした。入院途中で新たに肩関節痛が生じた症例では，疼痛出現後に実施した評価データを採用し，疼痛出現前に評価が実施されていた場合でも，そのデータは解析には含めず，同一対象者から複数時点のデータを重複して用いることはなかった。
2. 評価項目診断名，麻痺側，年齢，性別，身長，体重，Body Mass Index（以下，BMI），発症日数を診療録より収集した。運動機能の評価にはBrunnstrom recovery stage（以下，BRS）を用い，麻痺側上肢，手指の機能をI–VIの6段階で評価した。痙縮の評価にはModified Ashworth Scale（以下，MAS）を用い，肩内旋筋，肘屈曲筋の2項目を評価した。MASの原スコアは0, 1, 1+, 2, 3, 4で構成されるが，統計解析にあたっては1+を「2」とし，それ以降を順に繰り上げて0, 1, 2, 3, 4, 5に再符号化して解析した。
疼痛評価は，Numerical Rating Scale（以下，NRS）を用いて安静時および運動時の痛みを測定した。運動時痛については，自発的な動作が困難な症例を含むため，他動運動により誘発される疼痛として評価した13）19）。肩関節外転90°以降は肩甲骨上方回旋など肩甲帯運動の寄与が増大し20），運動様式が検者の手技に依存しやすくなるため，本研究では評価条件の標準化を目的として評価範囲を限定し，肩関節外転90°および第1肢位外旋の2動作で誘発される疼痛を運動時痛としてNRSで評価し，強い値を採用した。先行研究に基づき，NRS 4以上である対象者を「痛みあり」とした21）22）。
疼痛の質的評価には，Short-form McGill Pain Questionnaire-2（以下，SF-MPQ-2）による評価を用いた23）。SF-MPQ-2は22項目から構成され，各項目を0（全くない）から10（最悪）までの11段階で評価する。SF-MPQ-2は過去1週間の疼痛体験を反映する尺度であり，本研究では日常生活内の痛みを包括的に把握する目的で用いた。本研究では総合得点を用いて疼痛の程度を評価し，高得点ほど痛みが強いことを表す。なお，本研究での使用にあたり，日本語版作成者に使用の許可を得た。
肩関節の可動域（Range of Motion：以下，ROM）は，他動による肩関節屈曲，外転を最終可動域まで測定した。感覚障害は，Stroke Impairment Assessment Set（SIAS）を用い，表在感覚および深部感覚を0–3の4段階で評価した。
1）超音波評価超音波評価にはLOGIQ P5（GE Healthcare Japan, Tokyo, Japan）を用い，11Lリニアプローブを使用した。対象者は端座位とし，体幹を垂直位に保持した状態で測定した。上肢肢位は肩関節内外転0°，上腕回旋中間位（可能な範囲で中間回旋），肘関節90°屈曲位，前腕回内位とし，上肢を膝上（またはクッション上）に軽く支持した状態で測定した12）24）。
AHDは肩峰下縁と上腕骨頭の最短距離，AGTは肩峰外側縁と大結節頂点間の最短距離と定義した（図1，図2）。大結節は棘上筋腱の明瞭な描出により同定した10）12）。
図中矢印は，肩峰から上腕骨頭までを直線で結んだAHDを示す．
図中矢印は，肩峰から上腕骨大結節までを直線で結んだAGTを示す．
上腕二頭筋長頭腱厚は，プローブを烏口突起と同じレベルで大結節・小結節間の上腕二頭筋長頭腱を短軸で描出し，その後プローブを90°回旋させ長軸像を描出したうえで，腱の厚さを計測した25）。
本解析に用いた超音波評価は，超音波画像診断装置を使用した経験がある1名の理学療法士が実施した。なお，信頼性検討では別検者を加えて検者間信頼性を検討した。
撮影画像は，ImageJ（National Institutes of Health, Bethesda, MD, USA）に取り込み，距離計測を行った。各対象者の麻痺側および非麻痺側でAHDとAGTを測定し，「麻痺側−非麻痺側」をΔAHDおよびΔAGTとして算出した。AHDおよびAGTは個体差の影響を受けやすいため，既報では非麻痺側を内部対照とした同一個体内比較（左右差／比）に基づく評価が用いられている12）18）。本研究では，左右差を用いることで単位（cm）が保持され，最小可検変化量（minimal detectable change at the 95% confidence level： 以下，MDC95）に基づく閾値設定と整合しやすいこと，ならびに麻痺側AHDが非麻痺側AHDより大きい／小さいという方向性を明確に示せることから，ΔAHDを主要な左右差指標として採用した。
なお，肩甲上腕関節裂隙の拡大を認める症例に対しては，当院の運用に基づき，担当の理学療法士・作業療法士がスリング装着および適切なポジショニングを原則実施した。超音波評価および臨床評価は，スリングおよびポジショニングを一時的に解除した状態で行った。
3. 統計処理超音波計測の信頼性を確認するため，対象から抽出した脳卒中片麻痺者6名に対して検者内および検者間信頼性を検討した。各症例につき検者Aが2回測定し，検者内信頼性はone-way random effects modelに基づくICC（1,1）を算出した。検者間信頼性は検者Aの1回目測定値と検者Bの測定値を用い，two-way random effects model（absolute agreement）に基づくICC（2,1）を算出した。AHD測定値の信頼性は，分類および臨床的解釈に用いる麻痺側AHDを代表値として検討した。また，左右差指標であるΔAHDについても検者内・検者間信頼性を追加算出した。
測定値の標準偏差およびICCを用いて標準誤差（standard error of measurement：以下，SEM）を算出し，MDC95=1.96×√2×SEMとしてMDC95を求めた。
これらの算出結果から，各指標のMDC95がおおむね0.1 cmであったことを踏まえ，本研究ではΔAHDが±0.1 cm未満を分類上の近零範囲とみなし，この範囲を超える左右差を測定誤差を超えるAHD左右差の目安として扱った。そのうえで，ΔAHDが+0.1 cm以上の場合を「ΔAHD正値群」，−0.1 cm以下の場合を「ΔAHD負値群」，−0.1 cmを超え+0.1 cm未満の範囲にある場合を「不変群」として3群に分類した。なお，「ΔAHD負値群」は麻痺側AHDの絶対的な低値を直接意味するものではなく，麻痺側AHDが非麻痺側AHDより小さい左右差を示す操作的分類として定義した。
3群間の比較において，カテゴリ変数（性別，麻痺側〔右／左〕，安静時疼痛の有無，運動時疼痛の有無）はFisherの正確確率検定を用いた。連続変数および順序変数（年齢，身長，体重，BMI，発症日数，AHD麻痺側，AHD非麻痺側，ΔAHD，AGT麻痺側，AGT非麻痺側，ΔAGT，BRS，MAS，表在感覚，深部感覚，安静時NRS，運動時NRS，SF-MPQ-2，麻痺側肩関節ROM〔屈曲・外転〕，上腕二頭筋長頭腱厚）は正規性がないと判断してKruskal–Wallis検定を用いて群間比較を行った。有意差が認められた項目については，Dunn検定による多重比較を実施した。有意水準はp<0.05とした。また，主要アウトカムについてはp値に加えて効果量を算出した。3群間の連続変数および順序変数の比較（Kruskal–Wallis検定）における効果量はη2_Hを，カテゴリ変数の比較（Fisherの正確確率検定）における効果量はCramér’s Vを用いて評価した。
さらに，運動時疼痛（NRS）を従属変数とし，ΔAHD分類を名義尺度の説明変数として投入した重回帰分析（最小二乗法）を行った。共変量として上肢BRS，MAS，麻痺側肩関節屈曲ROMを投入し，臨床的に関連する交絡因子の一部を調整した。また，ΔAHD分類の全体効果は効果の検定（F検定）により評価した。説明変数間の多重共線性は分散拡大係数（variance inflation factor：以下，VIF）により評価した。統計解析にはJMP 19（JMP Statistical Discovery LLC, Cary, NC, USA）を使用した。
本研究は単施設の観察研究であり，研究期間（2024年5月–2025年5月）を事前に設定し，対象基準を満たす連続症例を全例登録する設計とした。解析対象は，不変群13名，ΔAHD負値群11名，ΔAHD正値群23名の計47名であった。サンプルサイズの妥当性については，本研究で得られた症例数に基づき，G*Power（ver. 3.1）を用いて感度分析により評価した。一元配置分散分析（固定効果，オムニバス検定）を想定し，有意水準α=0.05，検出力1−β=0.80，群数3，総例数47とした場合，検出可能な最小効果量はCohen’s f=0.469であった。したがって，本研究は比較的大きな群間差の検出には対応可能である一方，中等度以下の差を検出するには検出力が十分でない可能性があり，結果の解釈には注意を要する。
なお，AGTの計測手順および脳卒中片麻痺者における超音波計測の信頼性・有用性については既報15）で報告されている。本研究ではΔAHDを主要指標として分類基準を構築する目的から，麻痺側AHDに加えて，左右差指標であるΔAHDについても信頼性を検討した。
本研究は，ヘルシンキ宣言に基づき，対象者には本研究の趣旨を説明し，書面にて本人もしくは家族から同意および署名を得たうえで実施した。本研究は加賀市医療センター倫理委員会の承認（整理番号：R6-2号，承認日：2024年4月18日）を得たうえで実施した。
対象者は，適格性評価を行った82名のうち35名を除外し，最終的に47名を一次解析対象とした。除外理由は，脳卒中再発5名，入院前からの肩関節疼痛もしくは肩関節疾患2名，明らかな運動麻痺なし12名，測定姿勢保持困難10名，超音波評価時の肌露出困難4名，データ不備2名であった。
測定の信頼性について，麻痺側AHDの検者内信頼性ICC（1,1）は0.982（95%信頼区間（Confidence Interval：以下，CI）：0.898–0.997），SEMは0.03 cm，MDC95は0.09 cmであり，検者間信頼性ICC（2,1）は0.942（95%CI：0.855–0.997），SEMは0.04 cm，MDC95は0.10 cmであった（表1）。さらに，ΔAHDの検者内信頼性ICC（1,1）は0.764（95%CI：0.111–0.962），SEMは0.04 cm，MDC95は0.10 cmであり，検者間信頼性ICC（2,1）は0.858（95%CI：0.377–0.978），SEMは0.03 cm，MDC95は0.09 cmであった（表1）。
| 指標 | 測定側／算出指標 | 信頼性 | ICC （95% CI） | MSE （cm2） | SEM （cm） | MDC95 （cm） |
|---|---|---|---|---|---|---|
| AHD | 麻痺側 | 検者内信頼性〔検者A，ICC（1,1）〕 | 0.982 （0.898–0.997） | 0.00105 | 0.03 | 0.09 |
| AHD | 麻痺側 | 検者間信頼性〔検者A–B，ICC（2,1）〕 | 0.942 （0.855–0.997） | 0.00124 | 0.04 | 0.10 |
| ΔAHD | 麻痺側AHD−非麻痺側AHD | 検者内信頼性〔検者A，ICC（1,1）〕 | 0.764 （0.111–0.962） | 0.00129 | 0.04 | 0.10 |
| ΔAHD | 麻痺側AHD−非麻痺側AHD | 検者間信頼性〔検者A–B，ICC（2,1）〕 | 0.858 （0.377–0.978） | 0.00103 | 0.03 | 0.09 |
AHD: acromion–humeral distance, ΔAHD: paretic AHD−nonparetic AHD, ICC: intraclass correlation coefficient, CI: confidence interval, MSE, mean square error, SEM: standard error of measurement, MDC95: minimal detectable change at the 95% confidence level.
ΔAHDに基づき47名中13名が不変群，11名がΔAHD負値群，23名がΔAHD正値群に分類された（表2）。不変群では麻痺側と非麻痺側のAHDがほぼ同程度であり，肩甲上腕関節裂隙距離は左右で大きな差を認めなかった。ΔAHD正値群では分類基準上，麻痺側AHDが非麻痺側より大きく，肩甲上腕関節裂隙の拡大を認め，臨床的には亜脱臼に相当する所見であった。一方，ΔAHD負値群は，ΔAHDが−0.1 cm以下である症例群であった。表2の記述的結果では，麻痺側AHDは不変群と同程度であった一方，非麻痺側AHDは不変群より数値上大きかった。したがって，ΔAHD負値群は，麻痺側AHDの絶対的低値を示す群ではなく，非麻痺側AHDの相対的大きさを含む左右差パターンとして解釈される。
| 全体（n=47） | 不変群（n=13） | ΔAHD負値群（n=11） | ΔAHD正値群（n=23） | p値 | 効果量 | |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 年齢（歳，平均±SD） | 73.74±12.21 | 76.69±11.64 | 72.45±13.54 | 72.70±11.55 | 0.366 | 0.044 |
| 身長（m，平均±SD） | 1.58±0.11 | 1.59±0.10 | 1.57±0.12 | 1.59±0.11 | 0.573 | 0.024 |
| 体重（kg，平均±SD） | 50.52±9.59 | 51.39±10.32 | 50.88±9.60 | 49.85±9.10 | 0.787 | 0.01 |
| BMI（平均±SD） | 20.07±3.05 | 20.26±2.91 | 20.70±2.97 | 19.66±3.10 | 0.593 | 0.023 |
| 男／女（n）a | 26/21 | 8/5 | 4/7 | 14/9 | 0.385 | 0.211 |
| 麻痺側（右／左）a | 26/21 | 9/4 | 8/3 | 9/14 | 0.107 | 0.32 |
| 発症日数（日，平均±SD） | 59.83±35.86 | 49.31±19.82 | 68.82±33.32 | 61.48±42.08 | 0.242 | 0.062 |
| AHD麻痺側（cm，平均±SD） | 1.39±0.59 | 1.01±0.20 | 1.03±0.28 | 1.79±0.60 | <0.001* | 0.473 |
| AHD非麻痺側（cm，平均±SD） | 1.16±0.30 | 1.02±0.20 | 1.31±0.29 | 1.17±0.32 | 0.065 | 0.119 |
| ΔAHD（cm，平均±SD） | 0.23±0.49 | −0.01±0.06 | −0.29±0.18 | 0.61±0.40 | <0.001* | 0.75 |
| AGT麻痺側（cm，平均±SD） | 2.09±0.73 | 1.54±0.37 | 1.75±0.35 | 2.57±0.69 | <0.001* | 0.463 |
| AGT非麻痺側（cm，平均±SD） | 1.80±0.46 | 1.54±0.38 | 2.01±0.37 | 1.84±0.47 | 0.053 | 0.127 |
| ΔAGT（cm，平均±SD） | 0.30±0.60 | 0.00±0.06 | −0.26±0.26 | 0.73±0.56 | <0.001* | 0.592 |
BMI: Body Mass Index, AHD: Acromion–Humeral Distance, AGT: Acromion–Greater Tuberosity distance.
aはFisherの正確確率検定を用いた項目を示す．その他の連続，順序変数にはKruskal–Wallis検定を用いた．
Dunnの検定で有意差あり．
*不変群とΔAHD正値群，およびΔAHD負値群とΔAHD正値群．
効果量は，Kruskal–Wallis検定ではη2_H，Fisherの正確確率検定ではCramér’s Vを示した．
脳卒中後の肩甲上腕関節裂隙距離タイプ別に比較したところ（表2, 3），年齢，発症日数，表在感覚，深部感覚については3群間に有意差は認められなかった。一方で，上肢および手指のBRSは，ΔAHD正値群で不変群およびΔAHD負値群と比較して有意に低値を示した。また，MAS（肩内旋筋，肘屈曲筋）はΔAHD正値群で高値を示した。さらに，麻痺側肩関節屈曲ROMはΔAHD正値群で有意な減少を認め，上腕二頭筋長頭腱の厚さも不変群と比較してΔAHD正値群で有意な肥厚を認めた。麻痺側肩関節外転ROMは3群間で全体として有意差を認めたが，Dunnの多重比較では各群間に有意差は認められなかった。ΔAHD負値群ではBRSおよび麻痺側肩関節ROMがΔAHD正値群より高値を示す傾向がみられ，上腕二頭筋長頭腱の厚さは不変群と同程度であった。不変群は機能面で最も良好な成績を示した。
| 全体（n=47） | 不変群（n=13） | ΔAHD負値群（n=11） | ΔAHD正値群（n=23） | p値 | 効果量 | |
|---|---|---|---|---|---|---|
| BRS | ||||||
| 上肢 中央値（最小–最大） | 4（1–6） | 5（1–6） | 5（3–6） | 2（1–6） | <0.001* | 0.312 |
| 手指 中央値（最小–最大） | 5（1–6） | 5（1–6） | 5（3–6） | 3（1–6） | <0.001* | 0.377 |
| MAS | ||||||
| 肩内旋筋 中央値（最小–最大） | 1（0–4） | 0（0–4） | 0（0–3） | 1.5（0–4） | 0.007** | 0.179 |
| 肘屈曲筋 中央値（最小–最大） | 1（0–4） | 0（0–4） | 0（0–3） | 2（0–4） | 0.013** | 0.152 |
| 感覚 | ||||||
| 表在感覚 中央値（最小–最大） | 2（0–3） | 3（0–3） | 2（0–3） | 2（0–3） | 0.146 | 0.042 |
| 深部感覚 中央値（最小–最大） | 2（0–3） | 3（0–3） | 2（0–3） | 2（0–3） | 0.187 | 0.031 |
| 疼痛 | ||||||
| 安静時あり／なし（人）a | 2/45 | 0/13 | 1/10 | 1/22 | 0.723 | 0.16 |
| 安静時NRS | 0.68±1.64 | 0.15±0.53 | 0.64±1.49 | 1.00±2.00 | 0.301 | 0.009 |
| 運動時あり／なし（人）a | 18/29 | 0/13 | 5/6 | 13/10 | 0.001 | 0.496 |
| 運動時NRS | 2.79±2.89 | 0.46±1.08 | 2.91±2.39 | 4.04±3.01 | 0.002*** | 0.249 |
| SF-MPQ-2 | ||||||
| 持続的な痛み（平均±SD） | 5.85±10.68 | 1.08±2.67 | 5.64±9.84 | 8.65±12.73 | 0.053 | 0.088 |
| 間欠的な痛み（平均±SD） | 5.13±9.31 | 0.38±0.74 | 6.45±7.45 | 7.17±11.51 | 0.040**** | 0.101 |
| 神経障害性の痛み（平均±SD） | 3.70±7.06 | 0.69±1.64 | 2.91±4.19 | 5.78±9.06 | 0.044** | 0.096 |
| 感情的表現（平均±SD） | 2.17±5.85 | 0 | 2.09±5.12 | 3.43±7.29 | 0.067 | 0.077 |
| 総合得点（平均±SD） | 16.85±31.20 | 2.15±4.54 | 17.09±24.78 | 25.04±38.66 | 0.015** | 0.146 |
| 麻痺側関節ROM（肩関節） | ||||||
| 屈曲（°，平均±SD） | 109.36±36.09 | 123.85±33.86 | 130.45±35.45 | 91.09±27.34 | 0.006* | 0.186 |
| 外転（°，平均±SD） | 99.47±38.54 | 112.31±41.03 | 120.91±36.73 | 81.96±28.62 | 0.028 | 0.117 |
| 超音波評価 | ||||||
| 上腕二頭筋長頭腱厚（cm，平均±SD） | 0.39±0.11 | 0.33±0.08 | 0.36±0.07 | 0.44±0.12 | 0.006** | 0.184 |
BRS: Brunnstrom Recovery Stage, MAS: Modified Ashworth Scale, SF-MPQ-2: Short-form McGill Pain Questionnaire–2, ROM: Range of Motion.
BRS，MAS，感覚：中央値（最小–最大）．MASは0, 1, 1+, 2, 3, 4を0–5に再符号化して解析した．aはFisherの正確確率検定を用いた項目を示す．その他の連続，順序変数にはKruskal–Wallis検定を用いた．
Dunnの検定で有意差あり．
効果量は，Kruskal–Wallis検定ではη2_H，Fisherの正確確率検定ではCramér’s Vを示した．
*不変群とΔAHD正値群，およびΔAHD負値群とΔAHD正値群．**不変群とΔAHD正値群．***不変群とΔAHD負値群，および不変群とΔAHD正値群．****不変群とΔAHD負値群．
安静時疼痛の有症者数は3群間で有意差は認められなかった。運動時痛の有症者数は3群間で有意差を認め，ΔAHD正値群およびΔAHD負値群で高率であった。運動時NRSは不変群と比較してΔAHD正値群およびΔAHD負値群で有意に高かった。SF-MPQ-2の持続的な痛み，感情的表現には3群間で有意差を認めなかったが，間欠的な痛みは不変群と比較してΔAHD負値群で有意に高く，神経障害性の痛みおよび総合得点は不変群と比較してΔAHD正値群で有意に高かった（表3）。各群のSF-MPQ-2下位尺度のレーダーチャートを図3に示す。
各群の下位尺度平均値を示す．
運動時疼痛（NRS）を従属変数とした重回帰分析の結果，モデル全体（F（5,41）=4.42, p=0.0026，調整済みR2=0.271, n=47）およびΔAHD分類の全体効果（F（2,41）=4.71, p=0.0144）は有意であった。一方，不変群を基準としたΔAHD負値群およびΔAHD正値群の各係数は有意ではなく，上肢BRS，MAS（肩内旋筋），麻痺側肩関節屈曲ROMについても有意な関連は認められなかった（表4）。各説明変数のVIFは1.45–2.51であり，問題となる多重共線性は認められなかった。
| 従属変数 | 変数 | 非標準化係数B | 標準誤差 | t値 | p値 | 95%CI （下限） | 95%CI （上限） | VIF |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 運動時NRS | 切片 | 4.966 | 2.230 | 2.23 | 0.032 | 0.463 | 9.470 | |
| ΔAHD負値群 | 0.791 | 0.616 | 1.28 | 0.206 | −0.453 | 2.036 | 1.45 | |
| ΔAHD正値群 | 1.061 | 0.621 | 1.71 | 0.095 | −0.192 | 2.315 | 2.09 | |
| 麻痺側肩関節屈曲ROM | −0.028 | 0.016 | −1.76 | 0.085 | −0.060 | 0.004 | 2.43 | |
| 上肢BRS | 0.159 | 0.379 | 0.42 | 0.677 | −0.606 | 0.925 | 2.51 | |
| MAS（肩内旋筋） | 0.064 | 0.464 | 0.14 | 0.891 | −0.873 | 1.002 | 2.15 |
VIF: Variance Inflation Factor, ROM: Range of Motion, BRS: Brunnstrom Recovery Stage, MAS: Modified Ashworth Scale, NRS: Numerical Rating Scale, CI: Confidence Interval．
ΔAHD分類は不変群を基準群としてダミー変数化し，上肢BRS，MAS（肩内旋筋），麻痺側肩関節屈曲ROMを共変量として投入した．モデル全体は有意であった（F（5,41）=4.42, p=0.0026，調整済みR2=0.271, n=47）．また，ΔAHD分類の全体効果も有意であった（F（2,41）=4.71, p=0.0144）．VIFは切片を除く各説明変数について表示した．
本研究では，ΔAHDに基づいてΔAHD正値群，ΔAHD負値群，不変群に分類し，脳卒中後片麻痺者におけるPSSPとの関連を検討した。その結果，ΔAHD正値群では疼痛と機能障害が最も強く，ΔAHD負値群では運動時疼痛が目立つ一方で機能は比較的保たれていた。なお，ΔAHD負値群は麻痺側AHDの絶対的低値を直接示すものではなく，非麻痺側AHDの相対的大きさを含む左右差パターンとして解釈する必要がある。運動時疼痛（NRS）を従属変数とした重回帰分析では，モデル全体およびΔAHD分類の全体効果は有意であった一方，不変群を基準としたΔAHD正値群およびΔAHD負値群の各回帰係数は有意ではなかった。したがって，ΔAHD分類は，共変量を調整したモデルにおいて運動時疼痛の説明に寄与する可能性があるものの，各群が不変群と独立して異なることを示す結果としては慎重に解釈する必要がある。
ΔAHD正値群は，ΔAHDが+0.1 cm以上を示し，麻痺側AHDが非麻痺側と比べて拡大している症例群であった。ΔAHD正値群においてSF-MPQ-2総合得点および神経障害性の痛みのスコアが不変群より有意に高く，運動時疼痛の有症者が多かった。さらに，上肢および手指のBRSは3群中で最も低く，肩関節屈曲ROMの低下および上腕二頭筋長頭腱の肥厚も認められた。先行研究では，亜脱臼の重症度が大きいほど腱・滑液包などの軟部組織障害を伴いやすいことが示されている7）26）。また，脳卒中後肩の超音波所見として腱板・滑液包などの病変が一定頻度で認められることも報告されている14）27）28）。本研究の結果は，脳卒中後の肩甲上腕関節亜脱臼において，下方偏位や牽引ストレスの増大が軟部組織障害および疼痛，上肢機能低下と関連する可能性を示した先行報告4）と整合する所見と考えられる。
一方，ΔAHD負値群ではΔAHDが−0.1 cm以下を示したが，表2において麻痺側AHDは不変群と大きく異ならず，非麻痺側AHDは不変群より数値上大きかった。したがって，本群は麻痺側AHDの絶対的低値を直接示す群ではなく，麻痺側AHDが非麻痺側AHDより小さい左右差パターンを示す群として解釈する必要がある。本研究において，ΔAHD負値群はΔAHD正値群と比べてBRSおよび肩関節ROMが良好であり，上腕二頭筋長頭腱の肥厚も認めなかったが，不変群と比べて運動時疼痛の有症者が多く，SF-MPQ-2の間欠的な痛みのスコアが有意に高かった。ただし，この疼痛所見の機序については，本研究の端座位・肩内外転0°の静止位AHD測定のみから特定することはできない。したがって，ΔAHD負値群で認められた疼痛所見は，負のAHD左右差を示す症例群における探索的・記述的な臨床的特徴として位置づける必要がある。今後は，絶対的AHD指標や動的評価を併用した検討により，ΔAHDが負値を示す症例群の臨床的意義をさらに検証する必要がある。なお，SF-MPQ-2の下位尺度および総合得点は概念的に関連が深く，相互に相関する可能性があるため，下位尺度ごとの群間差は独立した複数の所見としてではなく，疼痛プロフィールの違いを示す探索的所見として解釈する必要がある。したがって，本研究ではSF-MPQ-2の解釈は総合得点を中心に行い，下位尺度は各群の疼痛プロフィールを補助的に示す所見として位置づけた。
不変群では，ΔAHDが−0.1 cmを超え+0.1 cm未満に収まり，麻痺側と非麻痺側の裂隙距離が左右でほぼ同程度に保たれていた。不変群における運動時疼痛の有症者は少なく，SF-MPQ-2総合得点および各下位尺度スコアも低値であり，上肢機能や肩関節ROMも良好であった。これらの結果から，脳卒中片麻痺者においてΔAHDが分類上の近零範囲にある症例では，PSSPが少なく，機能も良好である可能性が示された。また，本研究では分類指標であるΔAHD自体の信頼性を追加確認し，MDC95は検者内0.10 cm，検者間0.09 cmであった。そのため，±0.1 cm未満を測定誤差を超えない範囲の左右差として設定した。このような比較的僅かな左右差であっても，閾値を超える正方向または負方向のAHD左右差が疼痛・機能の違いと併存する可能性が示された点は，臨床的に検討する意義がある。
本研究の方法論的観点には，従来，亜脱臼の評価に用いられてきたAHDやAGTを10）12），左右差を表すΔAHDという単一の指標に集約し，分類基準に用いた麻痺側AHD測定値に加えて，ΔAHD自体の信頼性を追加確認したうえで分類基準を構築した点に特徴がある。ΔAHDのMDC95は検者内0.10 cm，検者間0.09 cmであり，±0.1 cmという閾値は，左右両側の測定誤差を含むΔAHDにおいても測定誤差を超える左右差の目安となりうることが示された。これにより，個々の体格や肩関節形態の違いに左右されにくい相対的評価が可能となり，従来は「亜脱臼=拡大」に主眼が置かれていた肩甲上腕関節裂隙について，正方向だけでなく負方向のAHD左右差を同一枠組みで記述できた点に意義がある。なお，ΔAHD負値群は麻痺側AHDの絶対的低値を示すものではなく，その臨床的意義は今後検証すべき課題である。
本研究にはいくつかの限界がある。第一に，横断研究であるため，肩甲上腕関節裂隙距離の変化と疼痛・機能障害との因果関係を明確に示すことはできない。今後は，発症早期からの縦断的追跡により，ΔAHDの経時的変化とPSSPの発症・増悪，および機能回復の時間的推移を検証する必要がある。第二に，単施設・比較的少数例の観察研究であり，上肢BRS，MAS，肩関節ROMを用いて一部の交絡因子を調整したものの，発症からの日数，治療内容（スリング，ポジショニング，鎮痛薬など），病型，病変部位などの影響を十分に調整できておらず，残余交絡の可能性は否定できない。第三に，超音波評価には端座位での姿勢保持，静止保持，測定部位の露出を要したため，強いプッシャーや認知機能低下で協力が得にくい症例，肥満や衣服条件により測定精度が担保しにくい症例が除外されやすく，解析対象は測定条件を満たす症例に偏った可能性がある。したがって，外的妥当性には制約がある。第四に，本研究はPSSPの疼痛機序そのものを特定することを目的としておらず，他動運動で誘発される疼痛には肩関節構造由来の疼痛など複数の疼痛機序が含まれうる。また，AHDは端座位・肩内外転0°の静止位で評価しているため，静止位AHDのみから動作時の肩関節内の接触や圧迫を直接的に示すことは難しく，機序の解釈には慎重さが必要である。第五に，本研究で用いたΔAHD負値群は，麻痺側AHDの絶対的低値を示す分類ではなく，非麻痺側AHDの大きさの影響を含む左右差指標である。したがって，負のΔAHDを特定の疼痛機序に直接結び付けることはできない。第六に，ΔAHD自体の検者内・検者間信頼性を追加確認したものの，信頼性検討は6名に基づくため，ICCの95%CIは広く，ΔAHDの測定誤差および分類閾値の推定には不確実性を伴う。今後は，より大規模な信頼性検討により，ΔAHDに基づく分類閾値の妥当性を検証する必要がある。第七に，本研究は横断的観察研究であり，AHD分類に基づく介入効果や予後予測能を検証したものではない。そのため，本分類を個別介入方針の決定や予後予測に直接用いることはできず，今後の縦断研究および介入研究による検証が必要である。
以上より，ΔAHDに基づく±0.1 cmの閾値による3群分類は，脳卒中後の肩甲上腕関節裂隙距離の左右差パターンとPSSPの程度・質，および上肢機能の違いを検討するための基礎的枠組みとなる可能性が示された。本研究ではΔAHD自体のMDC95が0.09–0.10 cmであったことから，±0.1 cmという分類閾値は，左右両側の測定誤差を含む指標であるΔAHDにおいても，測定誤差を超える左右差の目安として支持される結果であった。ただし，本研究は横断的観察研究であり，本分類に基づく介入効果や予後予測能を示すものではない。特に，ΔAHD負値群については，麻痺側AHDの絶対的低値ではなく，非麻痺側AHDの相対的大きさを含む左右差パターンとして慎重に解釈する必要がある。
本研究では，超音波評価を用いて肩甲上腕関節裂隙距離の左右差（ΔAHD）から±0.1 cmの閾値で3群（ΔAHD正値群，ΔAHD負値群，不変群）に分類し，各群の特徴とPSSPとの関連を検討した。その結果，ΔAHD正値群では疼痛および機能低下が目立ち，ΔAHD負値群では不変群と比較して運動時疼痛が多い特徴を認めた。ただし，ΔAHD負値群は麻痺側AHDの絶対的低値を直接示すものではなく，非麻痺側AHDの相対的大きさを含む左右差パターンとして解釈する必要がある。本研究は横断的観察研究であり，本分類に基づく介入効果や予後予測能を検証したものではない。今後は，絶対的AHD指標や動的評価を併用した縦断研究，ならびにより多くの症例におけるΔAHDの測定誤差および分類閾値の妥当性を検証していく必要がある。
本研究の遂行にあたり，研究場所のご提供およびご協力をいただいた加賀市医療センターの皆様に深謝する。
本研究の一部はJSPS科研費25K14470の助成を受けて実施された。
本論文の発表に関して，開示すべき利益相反はない。
