pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/35215545/
ニュートリエンツ 2022, 14(4), 895;
発行：2022年2月20日
レディミールの消費は世界的に増加しているが、その健康への影響は依然として不明である。我々は、妊娠中の加工食品および飲料の消費と妊娠転帰との関連を検討することを目的とした。妊婦は、全国規模の大規模前向きコホート研究である日本環境と子どもの調査（JECS）に募集した。この研究では、登録された104,102人の子ども（胎児または胚を含む）を対象とし、妊娠第1期および第2・3期に質問票によるデータを収集した。参加者の医療記録は、妊娠登録時、出産直後、出産1カ月後に転記された。加工食品摂取と妊娠転帰の関連を推定するために、ロジスティック回帰分析を用いた。死産の発生率は、中程度（週1～2回）と多い（週3～7回以上）のレディミールを摂取している群で高かった（調整オッズ比（aOR）＝2.054、95％信頼区間（CI）：1.442-2.926、q＝0.002）。 002; aOR = 2.632, 95% CI: 1.507-4.597, q = 0.007、それぞれ）または冷凍食品（aOR = 2.225, 95% CI: 1.679-2.949, q < 0.001; aOR = 2.170, 95% CI: 1.418-3.322, q = 0.005, それぞれ）をほとんど消費しなかったグループと比較して、そのような食品を摂取していなかった。妊娠中の加工食品の摂取は、慎重に検討されるべきであろう。
キーワード：死産，レディメイド食品，加工食品，バースコホート，妊娠転帰
1. はじめに
過去数十年の間に食生活は世界中で変化している。家庭での調理時間は減少し、頻繁に外食をする人が増えている[1]。また、女性の社会進出や生活利便性の向上による家事時間の短縮など、社会情勢の変化を反映して、調理済み食品の市場も拡大している。同時に、加工食品を消費することは、消費する食品の種類を増やすことになるため、望ましいことかもしれないと示唆する研究もある[2]。
しかし、プラスチック容器に保存された飲料の摂取など、こうした新しい食生活の選択が人間の健康に及ぼす影響については、決定的な証拠がないため、依然として不明確である。いくつかの研究は、既製の食事の消費は、太り過ぎや肥満のリスクの増加と関連していることを報告している[3]が、他のものはそのような関連を報告されていない[4]。妊娠中の加工食品の消費が妊娠転帰に及ぼす影響についてはほとんど調査されていない。証拠は、家庭で調理されていない食事の消費が不妊症のリスクに寄与する可能性を示唆する1件の研究に限られている[5]。日本の大阪で行われた前向き出生コホートでは、妊婦のコーヒーの平均摂取量は0.14杯/日であることが示されている[6]。加工食品の摂取が人間の健康に及ぼす影響への関心が高まっているにもかかわらず、そのような食事の摂取と人間の健康アウトカム、特に死産や早産などの出生アウトカム、また体格（妊娠年齢に対して小さい（SGA））や低出生体重などの発達指標との関連性を調べた研究はほとんどない。
加工食品の摂取は、ビスフェノールA（BPA）やフタル酸ジ（DEHP）など内分泌機能を阻害する可能性のある化学物質への曝露と関連することが示唆されており、加工食品の摂取が妊娠関連アウトカムに及ぼす影響を解明することは、公衆衛生政策の策定に関連している。我々の以前の研究では、流産を繰り返す女性では、血清BPA濃度が対照群よりも有意に高いことが示された[7]。一方、別の研究では、再発流産とポリ塩化ビフェニル、ヘキサクロロベンゼン、1，1，1-トリクロロ-2，2-ビス（p-クロロフェニル）エチレン代謝物への曝露との関連を示す証拠は見いだせなかった[8]。本研究では、日本の大規模出生コホート研究のデータを用いて、缶やプラスチック容器に保存された飲料を含む加工食品、妊娠中の消費、および妊娠転帰との関連性を検討することを目的とした。
2. 材料と方法
UMIN臨床試験登録（番号UMIN000030786）に登録された全国規模の大規模前向きコホート研究「日本環境と子どもに関する調査（JECS）」の妊婦を2011年1月から2014年3月の間に募集した。妊産婦は、募集時に調査地域に居住し、出産予定日が2011年8月1日以降で、一連の自記式質問票を理解し記入できる流暢な日本語話者であれば、本研究の対象とした[9,10,11]。サンプルサイズはJECSワーキンググループによりプロスペクティブに算出され、募集に先立ってJECSプロトコルに提示された。参加者の医療記録は、登録時、出産直後、出産1カ月後に医師またはリサーチコーディネーターによって転記された。
本研究は、登録された104,102人の子ども（胎児および胚）を含むjecs-ag-20160424データセットに基づき、2016年6月にJECSに関わるすべての研究者に公開されたものである。多胎妊娠の場合、重複を排除するために2回目、3回目の妊娠のアウトカムを除外した（n＝1003（0.96％））。身体的異常を持って生まれた乳児は除外した（n = 9008（8.7％））。29人（0.03％）の参加者が研究を中止した。最終的に、94,062件の妊娠のデータが主解析に含まれた（図1）。登録時の平均（SD）年齢は30.7（5.1）歳であった。登録時の平均（SD）妊娠週数は14.4（5.6）週であった。
2.1. 倫理的承認
JECSのプロトコルは、環境省の疫学研究に関する施設審査委員会および参加全施設の倫理委員会で審査・承認された。また、参加者全員から書面によるインフォームドコンセントを得た。本研究は、ヘルシンキ宣言およびその他の国内規則とガイドラインに準拠して実施された。
2.2. 変数
研究参加者は、妊娠第1期および第2・3期にアンケートに回答し、社会統計学的、社会経済的、生活習慣的特性に関するデータを提供した。研究登録時の医療記録から転写されたデータには、母親の年齢、体重、身長、現在の妊娠における体外受精および胚移植（IVF-ET）の使用、および産科歴の情報が含まれていた。出産直後の医療記録には、母体年齢、妊娠年齢、単胎妊娠か多胎妊娠か、妊娠転帰（生存／死産、流産／誘発流産、出産方法（経膣分娩か帝王切開か）、妊娠関連合併症、周産期成績、幼児の性別・体重）が詳細に記録されていた。出産1ヶ月後のカルテから転記されたデータには、母体年齢と先天性異常に関する情報が含まれている。
2.3. 転帰
対象は、死産、早産、SGA、低出生体重児である。本研究では、早産は妊娠22週から37週未満での出産と定義した。SGAは、出生時の妊娠年齢に応じた日本の新生児体格表による出生時体重が10パーセンタイル以下と定義された。
2.4. 暴露と共変量
第2期／第3期の既製食（コンビニエンスストア、スーパーマーケット、弁当屋などで販売されている調理済み食品）、冷凍食品、レトルト食品、コンビニエンス食品（プラスチックカップに入ったインスタントラーメン、スープなどお湯を注いで調理できる食品）、缶詰食品の摂取頻度を自己申告によるライフスタイルデータに基づいて週1回未満、週1～2回、週3～7回以上に分類した [12]．一般的に、電子レンジでの調理が必要な食品をレディメイド・冷凍食品、包装の有無にかかわらず熱湯での調理が必要な食品（例：カレー、カップ麺など）をレトルト・コンビニエンス食品と定義した。
また、コーヒーの摂取頻度については、購入時の容器の種類（缶やペットボトルなど）、消費者による調理の形態も含めて評価した。紅茶、緑茶、ウーロン茶の消費頻度についても、缶入りかペットボトル入りか、消費者が茶葉から作ったものかどうかを含めて評価した。オッズ比（OR）を推定するため、飲料の消費量は、飲料の供給源（缶やボトルと豆や葉）に応じて別々に計算し直した。頻度区分は以下のように記録した。「週1回未満」は「週1回」、「週1〜2回」は「週2回」、「週3〜4回」は「週4回」、「週5〜6回」は「週6回」、「毎日1杯」は「週7回」、「毎日2〜3杯」は「週21回」、「毎日4〜6杯」は「週42回」、「毎日7〜9杯」は「週63回」、「毎日10杯以上」は「週70回」である。自己申告データに基づき、飲料の総消費量を「7回未満／週」「7～13回／週」「14回以上／週」と定義した。
関心のある共変量は、登録時の母親の年齢、肥満度、IVF-ETの状況、母親の喫煙・飲酒状況、所得水準、母親の教育状況、妊娠喪失歴、分娩、母親の労働時間、妊娠高血圧症候群、妊娠糖尿病、JECSデータから妊婦の食物摂取頻度調査票[13]で算出した母親のエネルギー摂取、およびこの分析の焦点を越えた加工食品・飲料の摂取であった。
2.5. 統計解析
記述統計は頻度として報告された。食生活と各妊娠アウトカムとの関連を推定するために、ロジスティック回帰分析を用いた。各妊娠転帰のORは、共変量で調整された。粗オッズ比および調整オッズ比（aOR）、または95％信頼区間（95％CI）を伴う平均差は、適宜報告された。欠測値は多重代入法で処理された。偽発見率を補正するために、R統計ソフトウェア（バージョン3.5.2）のBenjamini-Hochberg手順を用いてq値を求めた。q値＜0.05を統計的に有意とした。食習慣と飲料摂取の関連を調べるために、多重対応分析（MCA）および階層型クラスター分析（HCA；Wardの方法）を使用した。すべての分析は、q値の推定を除き、SPSSバージョン23（日本アイ・ビー・エム株式会社）を用いて行った。
3. 結果
参加者の母体特性および妊娠転帰を表1に示す。ほとんどの参加者が、調理済み食品（58.8%）、冷凍食品（62.9%）、レトルト食品（72.9%）、コンビニエンス食品（74.8%）、缶詰（87.0%）などの加工食品を週に1回未満の頻度で消費していると報告した。また、缶やペットボトルの飲料（60.0%）や、コーヒー豆や茶葉から抽出した飲料（52.5%）は、ほとんどの人が「ほとんど飲まない（週7回以下）」と回答している。
表1. 参加者の母体特性およびイベントの発生率（N = 94,062）
| 変数 | n | （％） | |
|---|---|---|---|
| 死産（妊娠12週以上） | 842 | （0.9） | |
| 早産（妊娠37週未満） | 4547 | （4.8） | |
| 低出生体重児には小さい | 6599 | （7.0） | |
| 低出生体重（<2500 g） | 7601 | （8.1） | |
| 登録時の母親の年齢 | |||
| <20 | 1131 | （1.2） | |
| 20〜29 | 37,882 | （40.3） | |
| 30〜39 | 51,554 | （54.8） | |
| ≥40 | 3263 | （3.5） | |
| ない | 232 | （0.2） | |
| 第2/3学期の喫煙歴 | |||
| 非喫煙者 | 51,049 | （54.3） | |
| 妊娠前に辞めた元喫煙者 | 21,183 | （22.5） | |
| 妊娠初期に辞めた元喫煙者 | 12,186 | （13.0） | |
| 現在の喫煙者 | 4049 | （4.3） | |
| ない | 5595 | （5.9） | |
| 母体の教育状況 | |||
| 中学校または高校 | 32,362 | （34.4） | |
| 高等専門学校または専門学校 | 37,256 | （39.6） | |
| 短期大学または短大 | 17,789 | （18.9） | |
| 大学院大学 | 1285 | （1.4） | |
| ない | 5370 | （5.7） | |
| 年収（円×10,000） | |||
| <200 | 4746 | （5.0） | |
| 200〜 <400 | 28,775 | （30.6） | |
| 400〜 <600 | 27,330 | （29.1） | |
| 600〜 <800 | 13,080 | （13.9） | |
| 800〜 <1000 | 5362 | （5.7） | |
| ≥1000 | 3489 | （3.7） | |
| ない | 11,280 | （12.0） | |
| 第2/第3学期中のアルコール摂取量 | |||
| 一度もない | 29,632 | （31.5） | |
| 妊娠前の禁欲 | 15,196 | （16.2） | |
| この妊娠の禁欲 | 41,171 | （43.8） | |
| 飲み続ける | 2477 | （2.6） | |
| ない | 5586 | （5.9） | |
| 体外受精と胚移植 | |||
| いいえ | 90,591 | （96.3） | |
| はい | 2887 | （3.1） | |
| ない | 584 | （0.6） | |
| 母体BMI | |||
| <18.5 | 15,080 | （16.0） | |
| 18.5〜 <25.0 | 68,255 | （72.6） | |
| ≥25.0 | 10,050 | （10.7） | |
| ない | 677 | （0.7） | |
| 妊娠喪失の歴史 | |||
| 一度もない | 71,555 | （76.1） | |
| 一度 | 16,297 | （17.3） | |
| 2回 | 3604 | （3.8） | |
| 3回以上 | 1055 | （1.1） | |
| ない | 1551 | （1.6） | |
| 出生の歴史 | |||
| いいえ | 36,792 | （39.1） | |
| はい | 54,424 | （57.9） | |
| ない | 2846 | （3.0） | |
| 妊娠の高血圧性障害 | |||
| いいえ | 87,754 | （93.3） | |
| はい | 2759 | （2.9） | |
| ない | 3549 | （3.8） | |
| 妊娠糖尿病 | |||
| いいえ | 89,570 | （95.2） | |
| はい | 943 | （1.0） | |
| ない | 90,513 | （96.2） | |
| 既製の食事の頻度 | |||
| <週に1回 | 55,354 | （58.8） | |
| 週に1〜2回 | 25,342 | （26.9） | |
| 週に3〜7回以上 | 8030 | （8.5） | |
| ない | 5336 | （5.7） | |
| 冷凍食の頻度 | |||
| <週に1回 | 59,163 | （62.9） | |
| 週に1〜2回 | 20,747 | （22.1） | |
| 週に3〜7回以上 | 8709 | （9.3） | |
| ない | 5443 | （5.8） | |
| レトルトパウチ食品の頻度 | |||
| <週に1回 | 68,609 | （72.9） | |
| 週に1〜2回 | 18,200 | （19.3） | |
| 週に3〜7回以上 | 1712年 | （1.8） | |
| ない | 5541 | （5.9） | |
| プラスチック容器に入ったコンビニエンスフードの頻度 | |||
| <週に1回 | 70,390 | （74.8） | |
| 週に1〜2回 | 16,196 | （17.2） | |
| 週に3〜7回以上 | 1934年 | （2.1） | |
| ない | 5542 | （5.9） | |
| 缶詰の頻度 | |||
| <週に1回 | 81,808 | （87.0） | |
| 週に1〜2回 | 6070 | （6.5） | |
| 週に3〜7回以上 | 307 | （0.3） | |
| ない | 5877 | （6.2） | |
| 飲料の頻度（缶またはペットボトル） | |||
| <週7回 | 56,446 | （60.0） | |
| 週に7〜13回 | 22,676 | （24.1） | |
| 週に14回以上 | 7284 | （7.7） | |
| ない | 7656 | （8.1） | |
| 飲み物の頻度（コーヒー豆または茶葉） | |||
| <週7回 | 49,422 | （52.5） | |
| 週に7〜13回 | 21,666 | （23.0） | |
| 週に14回以上 | 15,179 | （16.1） | |
| ない | 7795 | （8.3） | |
| 母体の労働時間（h）、平均（SD） | 4.0 4.0 | （4.0） | |
| 母体のエネルギー摂取量（kcal /日）、平均（SD） | 1715.2 | （647.4） | |
缶詰を除くすべてのカテゴリーで、死産発生率と加工食品摂取の間に有意な関連があった（表S1）。死産の発生率は、既製品（OR = 3.217, 95% CI: 2.371-4.364, q < 0-001）および冷凍食品（OR = 3.404, 95% CI: 2.371-4.364, q < 0-001）の中程度の（週に1～2回）消費を報告するグループで増加した。 404, 95% CI: 2.633-4.400, q < 0.001）食事、レトルト食品（OR = 2.266, 95% CI: 1.801-2.851, q < 0.001） とコンビニエンス（OR = 2.369, 95% CI = 1.783-3.147, q < 0.001） の消費であった。共変量で調整した後も、この関連はレディメイド食品と冷凍食品で有意であったが、レトルト食品やコンビニエンス食品では有意ではなかった（表2）。死産の発生率は、レディメイドの中程度（週1～2回）および高程度（週3～7回以上）の消費を報告した群で高かった（aOR = 2.054, 95% CI: 1.442-2.926, q = 0.002; aOR = 2.632, 95% CI: 1.507-4.597, q = 0.007）。 007、それぞれ）、冷凍食品の消費が中程度および多い（aOR = 2.225, 95% CI: 1.679-2.949, q < 0.001; aOR = 2.170, 95% CI: 1.418-3.322, q = 0.005, それぞれ）食事は、そうした食品の消費が週1回未満だったグループよりも少なかったである。さらに、早産の発生率は、レディメイドの食事を中程度（週に1～2回）消費すると報告した群で高く（aOR = 1.100, 95% CI: 1.024-1.181, q = 0.030）、低出生体重の発生率は、レトルト食品の中程度消費を報告した群で低消費（週に1回以下）群よりも高かった（aOR = 1.105, 95% CI: 1.035-1.180, q = 0.012 ）。
表2. 参加者の母体特性およびイベントの発生率（N = 94,062）
| 死産（12週間以上の妊娠）a | 早産（<37週の妊娠）b | 低出生体重児には小さい | 低出生体重（<2500 g） | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| n = 842 | n = 4547 | n = 6599 | n = 7601 | ||||||
| q値 | 調整済みOR （95％CI） |
q値 | 調整済みOR （95％CI） |
q値 | 調整済みOR （95％CI） |
q値 | 調整済みOR （95％CI） |
||
| 既製の食事 | <週に1回 | 1.000 | 1.000 | 1.000 | 1.000 | ||||
| （一般的に電子レンジ加熱で調理） | 週に1〜2回 | 0.002 | 2.054 （1.442–2.926） |
0.030 | 1.100 （1.024–1.181） |
0.050 | 0.929 （0.874–0.987） |
0.840 | 0.990 （0.936–1.048） |
| 週に3〜7回以上 | 0.007 | 2.632 （1.507–4.597） |
0.950 | 0.993 （0.877–1.125） |
0.375 | 0.940 （0.853–1.036） |
0.542 | 0.961 （0.875–1.056） |
|
| 冷凍食 | <週に1回 | 1.000 | 1.000 | 1.000 | 1.000 | ||||
| （一般的に電子レンジ加熱で調理） | 週に1〜2回 | 0.000 | 2.225 （1.679–2.949） |
0.231 | 1.068 （0.985–1.158） |
0.542 | 1.026 （0.962–1.095） |
0.449 | 1.034 （0.971–1.102） |
| 週に3〜7回以上 | 0.005 | 2.170 （1.418–3.322） |
0.099 | 1.126 （1.005–1.261） |
0.781 | 1.020 （0.93–1.119） |
0.961 | 1.003 （0.918–1.097） |
|
| レトルトパウチ食品 | <週に1回 | 1.000 | 1.000 | 1.000 | 1.000 | ||||
| （一般的に沸騰したお湯で加熱） | 週に1〜2回 | 0.542 | 1.123 （0.856–1.475） |
0.498 | 1.043 （0.957–1.135） |
0.283 | 1.052 （0.982–1.128） |
0.012 | 1.105 （1.035–1.18） |
| 週に3〜7回以上 | 0.077 | 0.312 （0.109–0.891） |
0.161 | 0.786 （0.605〜1.021） |
0.542 | 1.081 （0.89–1.313） |
0.242 | 1.155 （0.963–1.385） |
|
| プラスチック容器に入ったコンビニエンスフード | <週に1回 | 1.000 | 1.000 | 1.000 | 1.000 | ||||
| （一般的に沸騰したお湯で加熱） | 週に1〜2回 | 0.296 | 1.265 （0.908–1.762） |
0.388 | 1.052 （0.966–1.144） |
0.542 | 1.031 （0.96–1.108） |
0.375 | 1.043 （0.975–1.115） |
| 週に3〜7回以上 | 0.050 | 0.391 （0.18–0.849） |
0.449 | 0.886 （0.707–1.11） |
0.542 | 0.927 （0.769–1.117） |
0.619 | 0.943 （0.793–1.121） |
|
| 缶詰食品 | <週に1回 | 1.000 | 1.000 | 1.000 | 1.000 | ||||
| （一般的に加熱せずに） | 週に1〜2回 | 0.911 | 1.047 （0.666–1.646） |
0.050 | 1.157 （1.027–1.305） |
0.936 | 1.008（0.908–1.119） | 0.231 | 1.082 （0.983–1.191） |
| 週に3〜7回以上 | NA | NA NA |
0.388 | 0.694 （0.378–1.277） |
0.911 | 0.956 （0.61〜1.499） |
0.888 | 0.946 （0.623–1.435） |
|
| 飲料（缶またはペットボトル） | <週7回 | 1.000 | 1.000 | 1.000 | 1.000 | ||||
| 週に7〜13回 | 0.000 | 3.484 （2.611–4.649） |
0.012 | 1.125 （1.042–1.214） |
0.652 | 0.981 （0.922–1.044） |
0.027 | 1.084 （1.022–1.149） |
|
| 週に14回以上 | 0.000 | 2.930 （1.837–4.673） |
0.000 | 1.294 （1.160–1.444） |
0.161 | 1.091 （0.993.–1.199） |
0.006 | 1.160 （1.062–1.268） |
|
| 飲料（コーヒー豆または茶葉） | <週7回 | 1.000 | 1.000 | 1.000 | 1.000 | ||||
| 週に7〜13回 | 0.000 | 3.752 （2.923–4.816） |
0.053 | 1.094 （1.014–1.180） |
0.007 | 1.105 （1.040–1.175） |
0.027 | 1.082 （1.022–1.147） |
|
| 週に14回以上 | 0.021 | 1.754 （1.192–2.581） |
0.542 | 0.965 （0.884–1.054） |
0.001 | 1.150 （1.073–1.232） |
0.375 | 1.043 （0.975–1.115） |
|
飲料の摂取は、死産、早産、SGA児、低出生体重児などの妊娠転帰と関連していた。特に、飲料（缶またはペットボトル）の中程度（週7～13回）および高程度（週14回以上）の消費を報告した群（aOR = 3.484, 95% CI: 2.611-4.649, q < 0.001; aOR = 2.930, 95% CI: 1.837-4.673, q < 0.001, それぞれ）は低量消費の報告群より死産の発現率が高かった。さらに、豆や葉から抽出した飲料の中程度と高い消費を報告した群では、死産の発生率が増加した（aOR = 3.752, 95% CI: 2.923-4.816, q < 0.001; aOR = 1.754, 95% CI: 1.192-2.581, q = 0.021, respectively）。早産児の発生率にも同様の傾向がみられた。豆や葉のコーヒーやお茶を飲む人はSGA児の発生率が、缶やペットボトルのコーヒーやお茶を飲む人は低摂取群の推定値と比較して低出生体重児の発生率が増加した。
高摂取群についてはサンプル数が少ないため推定値を得ることができなかった。
MCAをHCA別に4つのクラスターに分類し、食生活を調べた（図2）。クラスターAは、レトルト食品、コンビニエンスストア、缶詰の消費量が多い。クラスターBは、惣菜や冷凍食品を多く消費している。クラスターCは、レトルト食品、冷凍食品、レトルト食品、コンビニエンス食品、缶詰の消費量が中程度である。クラスターDは、加工食品全般と飲料（缶やペットボトル、コーヒー豆や茶葉から抽出したもの）の全頻度群の消費量が少ないものであった。クラスターBとCは、死産リスクの高い食事パターンを表し、具体的には、調理済み食品や冷凍食品の消費が中程度から高いものであった。クラスターおよび共変量調整分析において、レディメイドおよび冷凍食品の消費に関連する死産率のリスクの増加は、飲料の消費の影響とは無関係であった（表2）。
栄養成分 14 00895 g002 550図2. 多重コレスポンデンス解析の結果
4. 考察
我々の知る限り、本研究は、妊娠中の調理済み食品および冷凍食品の摂取が死産リスクを高める可能性を示した初めての大規模出生コホート研究である。粗解析では4種類の加工食品が死産リスクの上昇と関連していたが（表S1）、共変量で調整すると電子レンジ加熱を必要とする食品の消費は死産リスクと有意に関連していた（表2）。
これらの知見は、食品包装と再加熱方法が、おそらく電子レンジで調理する過程で放出される食事包装に存在する化学物質への曝露を通じて、転帰に影響を与える可能性があることを示唆している[14]。食品包装に使用されているBPAは、特に死産リスクと関連する化学物質である可能性がある。BPAの耐容摂取量は、欧州食品安全機関が定める0.05 mg/kg b.w./dayである[15]。しかし，電子レンジ調理はBPAの移行を増強することが報告されている[16]．日本人の缶詰食品からの BPA の年間摂取量は，2011-2012 年で 644ng/人・日と推定されている[17]．BPAは，酸化防止剤として，あるいは食品包装によく使用されるポリプロピレン，ポリエチレン，ポリ塩化ビニル，ポリカーボネートの製造に可塑剤として使用されることがある[18]．
これまでの研究で，BPAへの曝露は，耐容1日摂取量よりも低い用量であっても，ヒトの生殖に関する健康に影響を及ぼす可能性があることが示されている[19]．血清BPA濃度と再発流産リスクの関連については，いくつかの研究によって我々の以前の知見が再現されている[7,20]．さらに、Allardらは、BPAへの曝露が、染色体のシナプスを損ない、減数分裂の二重鎖切断-修復の進行を阻害する哺乳類モデルにおいて、不妊と胚死の割合を増加させることを示した[21]。さらに，我々の以前の研究では，BPA濃度と胚の異数性あるいは抗核抗体陽性を介した流産リスクとの間に，用量反応関係の証拠が示された[7]．Lathiらは、BPA濃度値を用いて胚性真性流産と異数性流産の両方のリスクを予測できる可能性を示唆した[20]。
本研究では，妊娠12週以上での死産との関連が認められた．レディメイドや冷凍食品の摂取がどのように死産リスクを高めるのか、またBPA曝露が関与しているかは不明であり、異数体リスクは妊娠期間の延長に伴って減少する。さらに、レディメイドの食事摂取は、流産や早産などの有害転帰のリスク上昇との関連性が弱いDEHP［22］を含むフタル酸エステルへの曝露を増加させる可能性がある［23］。最近、動物モデルを用いた研究により、BPAとDEHPの複合的な妊娠予後への悪影響が示されている[24]。スチレンオリゴマーも食品包装から放出される可能性があるが、この物質がヒトの生殖毒性に関連することはこれまでない[25]。
本研究では、飲料の摂取量と死産リスクとの関連を明らかにした。飲料の摂取は、「缶またはペットボトル」からの摂取と「コーヒー豆または茶葉から抽出」されたものに分類され、これらのカテゴリーはそれぞれ3.548および3.703のORと関連していた。さらに、これらの飲料タイプの消費は、早産、SGA、低出生体重児のリスク上昇と関連していた。一般に、缶飲料やペットボトル飲料には大量の砂糖が含まれている。そのため、我々の分析では、砂糖摂取の代替指標としてエネルギー消費量を調整した。さらに、カフェイン摂取は、妊娠損失、早産、および低出生体重と関連している[26]；したがって、世界保健機関は、妊娠中の1日のコーヒー消費量が3～4杯を超えないことを推奨している。メタアナリシスでは、カフェインの大量摂取は死産を含む妊娠損失のリスクを増加させることが示されている[27]。本研究の知見は、先行研究の知見と一致するものである。
本研究には、3つの主要な強みがある。第一に、約100,000人の参加者からなる大規模なサンプルを含んでいる。第二に、JECSは日本全国の農村部と都市部を対象としているため、参加者は日本の妊娠者を代表していた[11]。第三に、本研究は社会政策に関連する可能性がある。加工食品の消費に関連する社会経済的および環境的要因は、その健康への影響と同時に考慮されるべきであり、加工食品の消費に関連する社会経済的および環境的要因は、その健康への影響と同時に考慮されるべきである。社会経済的地位が加工食品の消費とその結果としての肥満率の上昇に関係していることが示唆されている；健康リテラシーの低さが、貧しい食生活を含む不健康なライフスタイルの選択の原因として関係している [28] ．環境面では、加工食品消費の増加が懸念され [29] 、これに対し、持続可能な消費行動を促進する「倫理的消費」の概念が提唱されている。その結果、加工食品の消費を減らすことは、持続可能な開発目標 [30] の範囲に含まれる。全体として、本研究は、加工食品及び飲料の消費政策の策定は、人間の健康以外のいくつかの分野に影響を及ぼすため、包括的かつ学際的なアプローチを必要とすることを示唆している；本研究は、そのような貢献の一つである。
本研究の主な限界は，報告されたリスク上昇に直接関連する根本的なメカニズムや物質を特定できていないこと，さらに，今後の研究で定量化すべき BPA 濃度などの生化学的パラメータを測定していないことである．また，加工食品を多く含む食事では，糖質，脂質，飽和脂肪酸の過剰摂取，食物繊維の不足などの質の低さが問題となり［31］，その結果への影響については交絡が残存している可能性もある。しかし、本研究では交絡因子としてエネルギー摂取量を調整しているため、エネルギー摂取量と相関のある食品成分の影響は調整されていると考えられる。最後に、登録時の平均妊娠週数が14.4週であったため、早期流産の発生率を検討することはできなかった。
5. 結論
我々の知見は、妊娠中の加工食品・飲料の摂取が死産を含む有害な妊娠転帰のリスクを増加させることを示唆している。この知見は、食品包装に含まれる化学物質への曝露に起因すると考えられ、電子レンジ調理で増加する可能性がある。今回の知見は、深刻な有害転帰を防ぐために、食事と栄養に関するアドバイスを出生前のカウンセリングに含めるべきであることを示唆している [32]。加工食品の消費による環境への影響を調べる必要があり、今後の研究では、尿サンプルを含む生化学パラメータと妊娠の有害転帰のリスクへの影響を調べる必要がある。
資金提供
本研究は，環境省の助成を受けて実施した。研究助成機関は，研究デザイン，データ収集と分析，出版決定，原稿作成に関与していない．著者はすべての研究データにアクセスでき，出版を決定する責任を負っている．
利益相反について
著者らはこの原稿に関連する利益相反を宣言しない。