本プロトコルでは、病院の機能別区域における環境騒音を測定するための標準化された横断的アプローチについて記述します。三次病院での適用により、ナースステーションが最も騒々しい場所であることが特定され、騒音レベルは訪問者数および部門の病床数と相関していることが明らかになりました。
この記事について
サマリー
要約
病院環境は、日常的な臨床活動、医療機器、スタッフ間のコミュニケーション、患者の移動、および来院者の往来によって生成される複雑な音響設定で構成されています。病院の異なる機能ゾーンにおける環境騒音を特性評価することで、継続的に音響曝露が高まっている領域を特定し、標的を絞った騒音管理戦略に役立てることができる可能性があります。我々は、環境騒音が病院の機能ゾーン間で異なり、特定の運用特性に関連しているという仮説を立てました。標準化された階層的サンプリングフレームワークを用いて、三次教育病院の15の入院部門において横断的観察研究を実施しました。校正済みのクラス1積分型騒音計を用いて、あらかじめ定義された4つの機能ゾーン（病室、廊下、ナースステーション、患者活動エリア）内の環境騒音を測定しました。日中の繰り返し記録（09:00–19:00）から、等価連続A特性音圧レベル（LAeq）を測定し、併せて最大A特性音圧レベル（LAFmax）およびピークC特性音圧レベル（LCpeak）を取得しました。病院部門内にネストされた繰り返し観察を考慮し、機能ゾーン間の環境騒音を比較するために線形混合効果モデルを用いました。探索的混合効果回帰により、環境騒音と特定の運用特性との関連性を評価しました。合計1,620件の音響観察データを分析しました。調整後の環境騒音レベルが最も高かったのはナースステーション（推定周辺平均 66.90 dBA）であり、次いで廊下（63.97 dBA）、患者活動エリア（61.38 dBA）、病室（60.38 dBA）の順となりました。Tukeyの調整後も、すべてのペア比較において統計的に有意でした（すべて P < 0.001）。簡約化された混合効果モデルにおいて、来院者数および部門の病床数は、独立してより高いLAeqと関連していました。日常的な日中の運用において、環境騒音レベルは、世界保健機関（WHO）、EN ISO 16032、およびGB3096-2022で一般的に参照される音響基準値を一貫して上回っていました。環境騒音は病院の機能ゾーン間で有意に異なり、ナースステーションが音響曝露の高い主要な領域であることが示されました。これらの知見は、標的を絞った音響モニタリングと運用の騒音管理戦略を支持するものであり、同時に今後の病院環境音響研究のための再現可能なフレームワークを提供するものです。
概要
病院環境は、医療機器、生理学的モニタリングシステム、スタッフ間のコミュニケーション、患者の移動、アラーム、換気システム、および日常的な臨床活動によって絶えず音が生成される、音響的に複雑な環境である。これらの多様な音源は、病院内の時間や場所によって変化するダイナミックなヘルスケア・サウンドスケープを形成し、患者の体験とスタッフの労働条件の両方に影響を及ぼす可能性がある。持続的または過剰な環境ノイズは、ヘルスケア設定における睡眠障害、コミュニケーションの阻害、認知負荷の増大、生理的ストレス反応、および環境的快適性の低下に関連している1,2,3,4,5,6,7。その結果、病院内のノイズは、標的を絞ったモニタリングおよび軽減戦略によって改善可能な重要な環境要因として認識されている。
国際機関は、患者ケア環境において騒音レベルを比較的低く維持するための推奨事項を提示しています。世界保健機関（WHO）は、病院の病室における背景騒音レベルとして、日中は約 35 dB(A)、夜間は 30 dB(A) を推奨していますが、その他の国内および国際標準では、建築音響、環境騒音評価、または医療施設設計に関するガイダンスが提供されています。これらの推奨事項は、意図された目的、測定指標、平均化期間、および範囲が異なるため、実際の病院での測定値との比較は慎重に解釈する必要があります。それにもかかわらず、世界中の病院を対象とした環境調査では、日中の等価騒音レベルが推奨される背景値を大幅に上回っていることが一貫して報告されており、入院病棟、廊下、救急部門、および集中治療室では、55 から 75 dB(A) の範囲になることが頻繁にあります8,9,10,11。
蓄積されたエビデンスは、過度な病院内の騒音が患者と医療従事者の双方に悪影響を及ぼす可能性を示唆しています。患者においては、過剰な環境騒音が睡眠妨害、休息の質の低下、生理学的ストレス反応、患者満足度の低下、そして重症患者においてはせん妄などの神経認知機能障害のリスク増加に関連していることが報告されています12,13,14,15,16,17,18。医療従事者にとって、高い背景騒音は音声明瞭度の低下、認知負荷の増大、臨床上のコミュニケーションへの干渉を招き、特に高強度の臨床環境においてアラーム疲労や職業的ストレスの一因となる可能性があります19,20,21,22,23。これらの観察結果は因果関係を確定させるものではありませんが、病院の音響環境に関連する空間分布および運用上の特性を理解することの重要性を強調しています。
ヘルスケアにおける音響学への関心が高まっているにもかかわらず、これまでの研究の多くは、個別の病棟や集中治療室、あるいは病院全体の平均騒音レベルに焦点を当てたものでした。このようなアプローチでは、病院内の空間的な不均一性に関する得られる情報は限られており、また、少数のモニタリング地点から得られた時間平均の音響指標のみに依存することが一般的です。より最近の研究では、病院のサウンドスケープが持続的な背景雑音と一時的な衝動的イベントの混合で構成されていることが強調されており、運用のホットスポットを特定し、異なる音響曝露源を区別できる、より空間分解能の高いモニタリング戦略が推奨されています。クラスタリング分析、音源の特性評価、およびサウンドスケープ評価を組み込んだ現代的なアプローチにより、環境騒音をその機能的および運用的コンテキストの中で評価することの重要性がさらに浮き彫りになっています24,25,26,27,28.
これらの課題に対処するため、本研究では三次教育病院内の15の入院部門において包括的な環境音響評価を実施しました。環境騒音は、日常的な臨床運用条件下で得られた日中の反復測定を用い、部門病棟、病棟廊下、ナースステーション、患者活動エリアという4つの標準化された機能ゾーンにわたって系統的に測定されました。等価連続A特性音圧レベル（LAeq）の空間的変動を特徴づけることに加え、本研究では環境騒音と病院部門の特定の運用特性との関連性を調査しました。我々は、環境騒音への曝露が病院の機能ゾーン間で大きく異なり、部門活動に関連する運用特性が高い環境音レベルと関連しているという仮説を立てました。病院の音響環境の詳細な空間的特徴を明らかにすることで、本研究は環境モニタリングの優先領域を特定し、医療施設内における今後のエビデンスに基づいた騒音管理戦略に情報を提供することを目的としています。
プロトコル
本研究は、地域の施設倫理委員会の承認を受け（承認番号：HEBMU-AUD/2025/017）、1964年のヘルシンキ宣言およびその後の改訂、または同等の倫理基準に従って実施された。本研究は環境音モニタリングのみを対象としており、患者の直接的な参加、臨床的介入、生体試料の採取、または個人を特定できる情報の取得は含まれていない。測定は日常的な病院の運用条件下で環境レベルでのみ行われたため、書面によるインフォームド・コンセントの要件は免除された。病院スタッフには本研究が観察的性質のものであることが通知され、収集されたすべてのデータは匿名化され、施設のデータ保護ポリシーに従って取り扱われた。
研究デザイン
本研究は、三次病院内における環境騒音の横断的観察評価として実施されました。主な目的は、15の入院病棟と4つの標準化された病院機能区域におけるLAeqを測定・比較し、医療環境内における音響曝露の空間分布と変動性を特徴付けることでした。また、日常的な病院運営中に発生する一過性および衝撃的な音響イベントを特徴付けるため、最大A特性音圧レベル（LAFmax）およびピークC特性音圧レベル（LCpeak）も併せて記録しました。測定された音レベルは、WHOのコミュニティノイズガイドラインおよび環境騒音ガイドライン、EN ISO 16032、PN-B-02151、および適用可能な場合は中国国家標準GB3096-2022を含む、一般的に参照される国際的および地域的な音響ガイダンス文書および規格に関連付けて解釈されました。これらの文書は、意図された目的、測定指標、平均化期間、環境設定、および範囲が異なるため、比較は正式なコンプライアンス評価としてではなく、記述的に解釈されました。
本研究は、正式な建築音響認定試験ではなく、日常的な病院の運用条件下での実践的な環境音響評価に焦点を当てた。この調査は、病院内における騒音曝露の空間的変動を特定し、環境騒音と、部署の病床数、病床使用数、スタッフ数、訪問者数、アラーム発生回数、会話発生回数、室面積、および室容積を含む客観的に記録された運用特性との関連性を探るように設計された。病床数、室面積、および室容積は、データ収集前に部署の管理およびエンジニアリング記録から取得した。病床使用数は、各音響測定の直前に記録した。10分間の各音響録音中、訓練を受けた観察者が、直接目視によるカウントを用いて、定義された機能ゾーン内に存在するスタッフ数と訪問者数を同時に記録した。アラーム発生回数は、同一の10分間の観察期間中に発生した可聴的な医療機器アラーム作動の総数として記録し、会話発生回数は、測定ゾーン内で明確に聞こえた、患者、訪問者、または医療従事者が関与する個別の会話エピソードの総数として記録した。運用変数は、標準化されたケースレポートフォームを用い、すべての部署および機能ゾーンで同一のカウント手順に従って、各音響測定と同時に記録した。記録プロトコルの整合性を確保するため、研究開始前に標準化された書面による指示を用いて観察者のトレーニングを完了させた。これらの運用変数は、日常的な臨床活動の客観的な記述子として収集され、混合効果モデルにおける探索的な説明変数として分析された。運用変数と測定された音レベルとの間の因果関係を推論する試みは行わなかった。我々は、環境騒音曝露が病院の機能ゾーンによって大きく異なり、患者の収容状況、スタッフの活動、訪問者の活動、および環境構成に関連する部署の運用特性が、より高い環境音レベルに関連しているという仮説を立てた。
環境騒音の測定は、病院の診療科、機能ゾーン、定義されたサンプリング地点（入口、中央、末端）、標準化された日中の観察時間帯、および技術的な測定反復からなる、多段階の階層的サンプリングフレームワークを用いて行われました。標準化された観察時間帯は、典型的ではない移行時間帯を避け、日中の病院活動のルーチン的な段階を表す午前（09:00–11:00）、正午（13:00–15:00）、および午後（16:00–18:00）と定義されました。各観察時間帯において、定義された各サンプリング地点で10分間の技術的反復測定を3回連続で行い、それら3つの測定値の算術平均をその後の解析に使用しました。この階層的サンプリング設計により、日常的な病院活動における短期的変動の影響を最小限に抑え、異なる臨床環境における測定の代表性を向上させながら、環境騒音の空間的および時間的な変動の両方を特性評価することが可能となりました。
本研究は、横断的観察研究に関するSTROBE（Strengthening the Reporting of Observational Studies in Epidemiology）の推奨事項に従って報告されています。また、プロトコルおよび報告は、サンプリング手順、使用機器、校正記録、測定方法、品質管理手順、データ処理、統計解析、および裏付けとなるソースデータの可用性に関する詳細な文書化を含む、Journal of Visualized Experiments（JoVE）に掲載される観察研究論文の作法および再現性の要件に従って作成されました。
研究設定
本研究は、包括的な内科的および外科的サービスを提供する大規模な三次教育病院において実施されました。騒音測定は、2025年3月から8月にかけて、平日の通常の病院運営時間中に実施されました。データ収集は、週末のスタッフ配置パターンや臨床活動に伴う変動を最小限に抑えるため、平日に限定されました。データ収集は、09:00から19:00までの日中の運営時間帯に行われ、通常の患者ケア、スタッフの移動、医療機器の作動、および面会者の活動に関連する代表的な音響条件を捕捉しました。測定は、標準的な日中の観察時間を維持しつつ、日常的な病院活動の時間的変動を考慮するため、あらかじめ定義された3つの運営時間帯（午前、正午、午後）に分けて行われました。測定は、患者ケア、人員配置、または環境制御を中断または変更することなく、日常的な臨床業務条件下で実施されており、これにより現実世界の病院内音響条件を反映させています。
部門およびサンプリングフレームワーク
目的的サンプリング法を用いて、医学的および外科的な幅広い専門分野を代表する15の入院診療科を本研究の対象とした。診療科の選定にあたっては、臨床活動、患者数、人員配置のパターン、診療科の規模、および病院環境内における空間的構成の多様性を捉えるようにした。
対象となった診療科は、外傷整形外科、先天性心疾患センター、血管神経外科I、血管神経外科II、集中治療II科、パーキンソン病科、心身医学科I、耳鼻咽喉科・頭頸部外科、膝関節外科II、肝胆膵外科、消化器内視鏡科I、消化器内視鏡科II、泌尿器科、乳腺・甲状腺センター、および小児科であった。
各部門において、病院の音響調査で一般的に評価される4つの標準的な機能区域（部門病棟、病棟廊下、ナースステーション、患者活動エリア）から環境騒音の測定値を取得した。これらの場所は、患者の移動、スタッフ間のコミュニケーション、医療機器の使用、訪問者の活動、および臨床ワークフローのパターンがそれぞれ異なる、明確に区別された運用環境を代表するように選定した。
各機能区域内の空間的な代表性を高めるため、あらかじめ定義された3つのサンプリング地点（入口、中央、終端）を体系的に評価した。入口地点は、機能区域への主要なアクセスポイントと定義し、隣接エリアからの直接的な影響を避けるため、区域内から約1–2 mの位置とした。中央地点は、機能区域の幾何学的中心または主活動エリアに配置し、日常的な運用条件を代表させた。終端地点は、同一の機能区域内であり、かつ日常的な臨床業務中にアクセス可能な範囲内で、入口から最も遠い地点とした。サンプリング地点は、標準化されたプロトコルを用いてデータ収集前に選定し、すべての部署で一貫して維持した。機能区域の物理的構成が部署間で異なる場合は、手法の一貫性を確保するため、絶対的な距離ではなく、これらの定義済みの空間的基準に従って地点を選定した。この多段階の空間サンプリングアプローチを採用することで、各運用エリア内の音響的な変動性をより適切に特徴付け、単一点測定に伴う局所的な音源の潜在的な影響を低減させた。
各サンプリング地点において、3つの標準化された観察時間帯（午前、正午、午後）に環境騒音を記録した。各観察時間帯では、同一の機器設定を用いて3回連続の技術的繰り返し測定を行った。その結果、階層的なサンプリングフレームワークは、15の入院部門、4つの機能ゾーン、3つの事前定義されたサンプリング地点、3つの観察時間帯、および3回の技術的繰り返しによる反復観察で構成され、分析用に計1,620件の個別の音響観察データが得られた。この階層的サンプリングフレームワークにより、空間的および時間的な反復観察が行われ、病院の環境騒音における地点内および地点間の変動の両方を特性化することが可能となった。
原稿で報告された部門別の集計値は、以下に述べる事前定義された平均化手順を用いて、これらの繰り返し測定から導出されました。推論統計解析には、統計解析のセクションに記載されている通り、完全な階層データセットが保持されました。
入院診療科に加えて、直接的な患者ケア環境外での背景環境ノイズを測定するため、2つの代表的な公立病院エリア（屋内公共活動ゾーン1か所および屋外公共活動ゾーン1か所）を対象に含めました。これらの公共エリアにおける測定値は記述的に分析され、診療科別の統計解析、診療科別の要約統計量、および診療科別の測定分母の算出からは除外されました。
測定位置
各部門において、病院の音響調査で一般的に評価される、定義済みの4つの機能ゾーンで環境騒音測定が行われました。それらは、部門病棟、病棟廊下、ナースステーション、および患者活動エリアです。これらの場所は、病院環境内における臨床活動、患者の移動、コミュニケーションの強度、および機器の使用という異なるパターンを代表するように選定されました。部門病棟は一般的な患者ケアおよびベッドエリアを、病棟廊下は患者、スタッフ、および機器搬送の主要な動線を、ナースステーションは中央管理および臨床調整エリアを、そして患者活動エリアは患者の移動、待機、または交流のための指定スペースを代表しています。
各機能ゾーン内において、3つの標準化されたサンプリング位置（入口、中央、および終端）で測定を行い、各運用エリアの代表的な空間的カバー範囲を確保した。サンプリング位置の選定にあたっては、日常的な臨床環境における代表的な測定位置を維持しつつ、局所的な音源による影響を最小限に抑えるよう配慮した。マイクは、日常的な臨床活動を妨げない範囲で、可能な限り床から約1.3 mの高さに配置し、壁や大きな反射面、および主要な障害物から少なくとも1 m離して設置した。標準化された機能ゾーンと定義済みのサンプリング位置を用いることで、臨床ワークフローや空間レイアウトが異なる部署間においても、音響条件を整合的に比較することが可能となった。
ノイズ測定機器
環境騒音測定は、精密環境音響測定に関するIEC 61672-1:2013およびANSI S1.4-2014規格に準拠したクラス1精密積分騒音計を用いて実施した。測定器は、人間の聴覚感度に近似させるためA特性 [dB(A)] を設定し、病院の運用条件下における日常的な環境騒音を特徴づけるため、Slow (S) 時間特性（1秒積分）を用いた。主要な音響パラメータはLAeq (dB[A]) とした。さらに、病院環境内で発生する過渡的および衝撃的な音響イベントを特徴づけるため、各測定期間中のLAFmaxおよびLCpeakを記録した。測定は、正式な建築音響認定試験ではなく、観察的な音響評価を目的として、日常的な病院環境条件下で実施した。したがって、記録された音響パラメータは、建物の音響性能を定量化する工学的指標ではなく、運用上の環境騒音への曝露を示す指標として解釈した。各測定セッションの前後には、1 kHzで94 dBを発生させるクラス1音響校正器を用いて騒音計の校正を行った。研究期間を通じて、校正ドリフトを±0.5 dB以内に維持した。校正後のドリフトが±0.5 dBを超えた測定については、機器を再校正した後に再測定を行った。校正記録は、品質管理手順の一部として研究期間全体を通じて保存した。
データ収集手順
日常的な診療活動中の代表的な病院内の音響条件を把握するため、平日の日中の運用時間帯（09:00–19:00）に騒音測定を実施した。
各機能ゾーンにおいて、あらかじめ定義された3つのサンプリング地点（入口、中央、終端）で順次測定を行いました。各サンプリング地点では、標準化された3つの運用時間帯（午前、正午、午後）に観察を実施しました。各観察期間中、同一の機器設定を用いて3回の連続したテクニカルレプリケート測定を記録しました。各観察地点において、マイクロホンは床から約1.3 mの高さに設置し、近くの壁や大きな反射面から少なくとも1 m以上離しました。測定は10分間の連続録音インターバルで行い、各録音インターバルにおけるLAeq、LAFmax、およびLCpeakを騒音計のソフトウェアで自動的に算出し、保存しました。
各観察期間中、スタッフ数、来院者数、アラームイベント、および会話イベントを含む測定場所の運用特性が、標準化された観察フォームを用いて記録されました。病床数、使用病床数、室面積、および室容積を含む部門特性は、病院の管理記録から取得し、統計解析前に検証されました。病院活動の短期的時間変動を考慮するため、定義済みの3つの運用期間（午前、正午、午後）にわたって測定を繰り返しました。記述的な報告のために、まず各観察期間内で繰り返し測定されたテクニカルレプリケートの平均値を算出し、その後、期間ごとの値を平均して各サンプリング地点の代表値を得ました。その後、定義済みの平均化手順を用いて部門および機能ゾーンの要約統計量を導出しましたが、推論統計解析には完全な階層データセットを保持しました。データ収集中の測定条件を比較的安定させるため、デジタル温湿度計を用いて周囲の環境条件を同時にモニタリングしました。記録された環境条件は、温度が20°C–26°C、相対湿度が40%–65%の範囲でした。集中治療室II部門の患者活動エリアで予定されていた1件の観察は、測定期間中の暫定的な救急治療制限のため完了できませんでした。この観察は欠損値として記録され、データ補完を行わないコンプリートケースアプローチを用いて、その後の解析から除外されました。
データ管理および品質管理
測定値は取得時に手動で記録され、その後、各測定セッションに続き、デジタル保存された騒音計の記録と照合して検証された。すべての音響データは安全な電子データベースに転送され、統計分析の前に、転記ミス、欠損値、重複レコード、および不合理な観察値がないか独立してチェックされた。一時的な建設活動や外部の緊急サイレンなど、日常的な病院運営とは無関係の一過性の音響イベントは、モニタリング中に特定された場合に除外された。観察者による記録エラーを減らすため、訓練を受けた2名の研究助手が、すべての測定値を独立して記録し、検証した。独立して記録された値の間に 1 dB を超える不一致がある場合は、元の測定値の再検証を行い、必要に応じて再評価を実施した。すべての測定セッションにおいて校正記録が確認され、あらかじめ定義された校正許容基準（ドリフト ±0.5 dB）を満たす観察値のみが分析用に保持された。
品質管理手順には、階層データセット全体の整合性を確保するため、部門識別子、機能ゾーン、サンプリング地点、観察期間、およびテクニカルレプリケート数の検証も含まれていた。スタッフ数、訪問者数、アラーム発生イベント、および会話イベントを含む運用変数は、データベースをロックする前に、標準化されたフィールド記録フォームと照合してクロスチェックが行われた。集中治療室II（Intensive Care II Department）の患者活動エリアで計画されていた1回の観察は、一時的な救急ケア制限のため完了できず、欠損値として記録された。欠損データの割合が極めて小さく、測定の質とは無関係であったため、データ補完は行わず、コンプリートケース解析を用いて分析を実施した。本研究は、実際の病院運用条件下での実践的な環境音響調査として設計されたため、正式なエンジニアリング不確かさ解析は調査範囲外とした。それにもかかわらず、測定の正確性、整合性、および再現性を最大化するために、標準化された計測機器の使用、定期的な校正、空間的および時間的な反復測定、テクニカルレプリケート録音、データの二重検証、および事前に定義された品質管理手順が実施された。
評価項目
本研究の主要評価項目は、病院の各部門および標準化された機能的区域で測定された等価連続環境音レベル（LAeq, dB[A]）とした。二次的な音響評価項目には、病院環境内の過渡的および衝撃的な音響イベントを特徴づけるために、各測定期間中に記録したLAFmaxおよびLCpeakを含めた。その他の二次項目には、病院部門間および機能的区域間における平均環境騒音レベルの比較、相対的に音響曝露が高いまたは低い場所の特定、WHOガイドライン、EN ISO 16032、PN-B-02151、および適用可能な場合は中国国家標準GB3096-2022を含む、一般的に参照される病院環境騒音のガイダンス値および基準を超える測定点の割合の評価、さらに、環境騒音レベルと、部門の病床数、稼働病床数、室面積、室体積、スタッフ数、訪問者数、アラーム発生回数、会話発生回数などの客観的に記録された運用特性との関連性の検討を含めた。運用の変数は、環境騒音曝露に関連する可能性のある探索的要因として評価し、病院の音響条件の因果的決定要因の根拠としては解釈しなかった。本研究は環境音響アセスメントとして設計されており、騒音曝露に関連する患者の臨床的アウトカム、職業上の健康アウトカム、または生理学的反応の直接的な評価は含んでいない。したがって、すべての知見は、患者の安全性、臨床的有効性、または職業上の健康アウトカムの指標ではなく、環境音響上の観察結果として解釈されるべきである。
統計解析
すべての測定データはMicrosoft Excelを用いて集計し、IBM SPSS Statistics version 29.0およびR統計ソフトウェア（version 4.3.3）を用いて解析した。線形混合効果分析は、lme4、lmerTest、およびemmeansパッケージを使用して実施した。主要解析項目はLAeqとした。LAFmaxおよびLCpeakについては記述的に要約し、二次的な音響評価項目として報告した。病院の各部署および機能ゾーンについて、平均値、標準偏差（SD）、中央値、四分位範囲（IQR）、最小値、最大値を含む記述統計量を算出した。連続的な音量測定値は、適宜、平均値 ± SDとして提示した。環境騒音の測定は階層的サンプリングフレームワークを用いて行われたため、反復測定値はサンプリング地点、機能ゾーン、および病院部署の中に入れ子構造となっていた。したがって、推測統計解析は、部署レベルの要約値のみに依存せず、完全な階層データセットを用いて実施した。
主要な推論分析では、反復測定のクラスター化を考慮して病院部門を変量効果として指定した線形混合モデルを用い、病院の機能ゾーン間におけるLAeqの差を評価した。機能ゾーンを主要な固定効果として組み込み、固定効果全体に統計的な有意性が認められた場合に、Tukey調整済みペア比較を用いて推定周辺平均を比較した。続いて、環境騒音と選択された運用特性との関連を評価するために、探索的な混合効果回帰分析を行った。モデルの過剰適合を最小限にするため、主要な探索的モデルには、理論的根拠が強く、多重共線性が許容範囲内である運用変数、具体的には部門の病床数と来院者数のみを組み込んだ。回帰係数（β）、95%信頼区間（CI）、および対応するP値を報告した。占有病床数、部屋の面積、部屋の容積、スタッフ数、アラーム発生回数、および会話発生回数を組み込んだより包括的な混合効果モデルを感度分析として実施し、補足資料に提示している。すべての回帰分析は探索的なものとし、因果関係の証拠としては解釈しなかった。
モデルフィッティングに先立ち、Shapiro–Wilk検定、残差プロットの確認、Q-Qプロット、および残差対適合値プロットを用いて、概ね正規分布であることおよび等分散性の仮定を評価した。説明変数間の多重共線性は、分散拡大係数（VIF）を用いて評価した。モデルの適合度は、周辺決定係数および条件付き決定係数（R2）を用いて要約し、病院の診療科によるクラスタリングを定量化するためにクラス内相関係数（ICC）を算出した。両側 P 値 < 0.05 を統計的に有意と見なした。測定された騒音レベルについては、WHOの欧州地域環境騒音ガイドライン（2018年）、建築音響に関するEN ISO 16032の推奨事項、PN-B-02151ヘルスケア音響基準、および病院環境騒音に関する中国国家標準GB3096-2022を含む、国際的な参照音響推奨事項に関連付けてさらに解釈した。これらの参照文書は、範囲、意図された適用、および測定方法が異なるため、比較は正式なコンプライアンス評価ではなく、記述的に解釈した。選択した参照しきい値を超える測定点の割合を記述的に算出した。診療科および病院の機能ゾーンにおける環境騒音曝露の空間的な変動を可視化するために、ヒートマップ、箱ひげ図、および回帰線を伴う散布図を作成した。本研究は運用中の病院環境内での反復測定を伴うため、統計分析は因果推論モデルではなく、探索的な環境比較として解釈した。欠測値は、データ補完を行わないコンプリートケース分析を用いて処理した。ICU II（集中治療室II）における1件の欠測値は、全データセットの1%未満であり、したがって全体的な結果に実質的な影響を与える可能性は低いと考えられた。
結果
研究特性および測定フレームワーク
環境騒音測定を、2025年3月から8月にかけて、大規模な三次教育病院の15の入院部門において、標準化された階層的サンプリングプロトコル（図1）を用いて実施した。各部門内で、あらかじめ定義された4つの機能ゾーン（病棟、患者活動エリア、廊下、ナースステーション）を評価した。各機能ゾーン内に3箇所の固定サンプリング地点を設け、3つの標準化された日中の観察期間（09:00–19:00）に測定を行った。各地点および観察期間において、校正済みのクラス1騒音計を用いて3回の連続したテクニカルレプリケート測定を記録し、LAeq、LAFmax、およびLCpeakの音響データを取得した。病床数、使用病床数、スタッフ数、訪問者数、アラーム発生回数、会話発生回数、部屋の面積、および部屋の体積を含む運用変数を、各音響観察と同時に記録した。計画されたサンプリング枠組みは、1,620回の音響観察（15部門 × 4機能ゾーン × 3サンプリング地点 × 3観察期間 × 3テクニカルレプリケート）で構成されていた。集中治療室II（Intensive Care II）部門の患者活動エリアにおける予定されていた観察1回分は、一時的な救急医療アクセス制限のため完了できず、統計解析計画で事前に規定されていた通り、データ補完を行わないコンプリートケース解析を用いて処理した。記述的な背景比較のために追加の屋内および屋外公共エリアの測定を行ったが、これらは部門別の混合効果解析からは除外した（図1）。参加部門の特性を表1にまとめる。病床数は21床から72床の範囲であり、対応する平均使用病床数は17.8から60.6であった。平均スタッフ数は部門間で比較的一貫していた（1回の観察あたり5.5–5.9名）が、訪問者数は1回の観察あたり平均約5名であった。部門の部屋の面積は145.8から500.3 m2、部屋の体積は466.5から1,601.0 m3の範囲であり、参加部門の物理的特性に大きな変動があることが示された。
図 1: 研究デザインおよび階層的環境騒音測定プロトコル。研究デザインおよび階層的環境騒音測定プロトコルの概要。三次教育病院の15の入院部門において、多段階階層サンプリングフレームワークを用いて環境騒音を評価した。測定は、4つの標準化された機能ゾーン（病室、廊下、ナースステーション、患者活動エリア）、3つの事前定義されたサンプリング位置（入口、中央、端）、3つの日中観察期間（午前、正午、午後）、および3回の連続した技術的反復で実施した。主要評価項目として等価連続A特性音圧レベル（LAeq）を、副次的な音響評価項目として最大A特性音圧レベル（LAFmax）およびピークC特性音圧レベル（LCpeak）を記録した。運用変数を同時に記録し、すべての測定値は統計解析の前に校正および事前定義された品質管理手順に従った。LAeq：等価連続A特性音圧レベル、LAFmax：最大A特性音圧レベル、LCpeak：ピークC特性音圧レベル。こちらをクリックして、この図の拡大版を表示してください。
| 部署 | 病床数 | 平均病床占有数 | 部屋の面積 (m²) | 室容積 (m³) | 平均スタッフ数 | 平均来訪者数 | 平均アラーム回数 | 平均会話回数 | ||
| 外傷整形外科 | 40 | 33.8 | 280.1 | 896.3 | 5.5 | 4.8 | 2.4 | 6.5 | ||
| 乳腺・甲状腺診断治療センター | 60 | 50.6 | 416.8 | 1333.8 | 5.7 | 4.8 | 2.4 | 6.2 | ||
| 先天性心疾患センター | 35 | 29.4 | 243.6 | 779.5 | 5.7 | 5 | 2.4 | 6.5 | ||
| 耳鼻咽喉科・頭頸部外科 | 50 | 42.2 | 348.1 | 1113.9 | 5.8 | 5 | 2.5 | 6.7 | ||
| 消化器内科診断・治療部門I | 38 | 31.9 | 264.8 | 847.3 | 5.8 | 5 | 2.5 | 6.6 | ||
| 消化器内科・診断治療部門II | 52 | 43.9 | 361.7 | 1157.4 | 5.7 | 4.9 | 2.4 | 6.5 | ||
| 肝胆膵外科 | 48 | 40.5 | 334.1 | 1069.2 | 5.8 | 5.1 | 2.5 | 6.8 | ||
| 集中治療科II室 | 21 | 17.8 | 145.8 | 466.5 | 5.7 | 4.8 | 2.5 | 6.5 | ||
| 膝関節部門II | 45 | 37.8 | 312.7 | 1000.6 | 5.8 | 4.9 | 2.5 | 6.5 | ||
| パーキンソン病科 | 55 | 46.2 | 382.2 | 1223 | 5.9 | 5.1 | 2.5 | 6.8 | ||
| 心身医学教室I | 68 | 57.1 | 472.6 | 1512.3 | 5.8 | 5 | 2.5 | 6.7 | ||
| 小児科 | 40 | 33.6 | 278.6 | 891.5 | 5.8 | 5.1 | 2.5 | 6.8 | ||
| 泌尿器科 | 62 | 52.1 | 431.2 | 1380 | 5.8 | 5 | 2.5 | 6.6 | ||
| 血管・神経部門 I | 72 | 60.6 | 500.3 | 1601 | 5.9 | 5.1 | 2.5 | 6.9 | ||
| 血管・神経部門II | 60 | 50.4 | 417.5 | 1336 | 5.7 | 4.8 | 2.4 | 6.3 | ||
表1：研究に含まれた病院部門の特性。環境騒音調査に含まれた15の入院部門のベースライン運用特性。部門レベルの変数には、病床数、平均病床稼働数、室面積、室容積、および標準化された日中観察期間中に記録された平均スタッフ数、訪問者数、アラーム数、会話数が含まれる。運用変数は、事前定義された観察期間中に得られた平均値を表しており、混合効果回帰分析における探索的変数として評価された。室面積と室容積は、それぞれ平方メートル（m2）および立方メートル（m3）で報告されている。
機能帯における記述的音響特性
全1,620件の観察において、環境騒音レベルはナースステーションで最も高く、次いで廊下、患者活動エリア、病棟の順であった（表2、図2および3）。平均LAeq値は、ナースステーションで66.90 ± 2.34 dB(A)、廊下で63.97 ± 2.38 dB(A)、患者活動エリアで61.38 ± 2.17 dB(A)、病棟で60.38 ± 2.22 dB(A)であった。LAFmaxおよびLCpeakにおいても同様の空間的勾配が観察され、3つの音響指標すべてにおいて一貫した差があることが示された。副次的な音響アウトカム（LAFmaxおよびLCpeak）の詳細な記述的要約は、補足表1に記載されている。
| 機能区域 | 観測数 (n) | LAeq, dB(A) 平均値 ± SD | LAFmax, dB(A) 平均値 ± SD | LCpeak, dB(C) 平均値 ± SD | LAeq 中央値 (IQR), dB(A) |
| 病棟 | 405 | 60.38 ± 2.22 | 67.95 ± 2.37 | 79.21 ± 3.31 | 60.4 (58.9–61.9) |
| 廊下 | 405 | 63.97 ± 2.38 | 71.46 ± 2.59 | 82.76 ± 3.56 | 64.0 (62.5–65.5) |
| ナースステーション | 405 | 66.90 ± 2.34 | 74.43 ± 2.56 | 85.72 ± 3.56 | 66.7 (65.4–68.3) |
| 患者活動エリア | 405 | 61.38 ± 2.17 | 69.00 ± 2.42 | 80.20 ± 3.37 | 61.5 (60.0–62.7) |
表2：病院の機能ゾーン別記述的音響特性 4つの標準化された病院機能ゾーンにおける記述的音響特性。特に断りのない限り、値は平均値 ± 標準偏差（SD）で示されている。等価連続A特性音圧レベル（LAeq）については、中央値および四分位範囲（IQR）を報告している。各機能ゾーンから階層データセットに405個の観測値が寄与した（合計 n = 1,620）。LAeq：等価連続A特性音圧レベル、LAFmax：最大A特性音圧レベル、LCpeak：ピークC特性音圧レベル、IQR：四分位範囲。
図 2: 病院の各診療科および機能ゾーンにおける平均等価連続A特性音圧レベルのヒートマップ 病院の各診療科および機能ゾーンにおける平均等価連続A特性音圧レベル（LAeq）を示すヒートマップ。セルの値はA特性デシベル [dB(A)] で表した平均LAeqを示し、カラースケールは値が低い方から高い方へ音圧レベルが上昇することを示している。機能ゾーンには、病棟、廊下、ナースステーション、患者活動エリアが含まれる。CHD：先天性心疾患、ICU：集中治療室、LAeq：等価連続A特性音圧レベル。こちらのリンクをクリックして、この図の拡大版を表示してください。
図 3: 標準化された病院機能ゾーンにおける等価連続A特性音圧レベルの分布。4つの標準化された病院機能ゾーンにおける等価連続A特性音圧レベル（LAeq）の分布を示すボックスプロット。ボックスは四分位範囲（25〜75パーセンタイル）を表し、各ボックス内の水平線は中央値を、×記号は平均値を示す。ヒゲは四分位範囲（IQR）の1.5倍まで伸びており、ヒゲの外側にある観測値は外れ値として表示されている。各機能ゾーンには405個の観測値が含まれている（合計 n = 1,620）。機能ゾーン間の差は、Tukey法で調整したペア比較を含む一次線形混合効果モデルを用いて評価した。LAeq：等価連続A特性音圧レベル、IQR：四分位範囲。ここをクリックして、この図の拡大版を表示してください。
図2に示すヒートマップは、参加した15診療科全体で一貫した空間的パターンがあることを示しています。臨床専門科にかかわらず、ナースステーションでは一貫して平均LAeq値が最も高く、一方で病室エリアでは等価連続A特性音圧レベルが最も低い値を示しました。血管神経外科I、心身医学I、泌尿器科など、病床数が多い診療科では、集中治療科IIや先天性心疾患センターなどの病床数が少ない診療科よりも、機能ゾーン全体で一般的に高い平均LAeq値を示しました。診療科間でわずかな変動は見られたものの、機能ゾーンの相対的な順位は一貫していました。ナースステーションにおける平均LAeq値は、集中治療科IIの64.1 dB(A)から血管神経外科Iの68.9 dB(A)の範囲であり、病室の測定値は57.9から61.6 dB(A)の範囲でした。患者活動エリアおよび廊下は、ほぼすべての診療科において中間的な値を示しました（図2）。図3は、各機能ゾーン内におけるLAeq測定値の分布を示しています。LAeqの中央値は、ナースステーション（66.7 dB[A]）で最も高く、次いで廊下（64.0 dB[A]）、患者活動エリア（61.5 dB[A]）、病室（60.4 dB[A]）の順でした。すべての機能ゾーンで時折高い値が観察されましたが、四分位範囲は比較的狭く、各機能環境内での変動は限定的であることが示されました。箱ひげ図は、4つの機能ゾーン間でLAeq値の分布に明確な差があることを示しています（図3）。
機能領域の混合効果比較
病院の各部門内で行われた反復的な音響測定の階層構造を考慮するため、主要解析には、病院部門をランダム切片、機能ゾーンを固定効果として指定した線形混合効果モデルを用いた（表 3）。このモデリング手法により、部門内のクラスター化を考慮しつつ、定義された4つの機能ゾーン間におけるLAeqの調整済み差を推定した。
| 固定効果（アウトカム：LAeq） | ||||
| 固定効果 | β | SE | 95%信頼区間 | p値 |
| インターセプト（コリドー） | 63.972 | 0.266 | 63.451から64.493まで | <0.001 |
| ナースステーション | 2.931 | 0.146 | 2.644～3.218 | <0.001 |
| 患者活動エリア | −2.594 | 0.146 | −2.881から−2.307 | <0.001 |
| 病棟 | −3.589 | 0.146 | −3.876から−3.302 | <0.001 |
| 推定周辺平均 | ||||
| 機能領域 | 推定平均等価騒音レベル LAeq, dB(A) | |||
| ナースステーション | 66.9 | |||
| コリドール | 63.97 | |||
| 患者活動エリア | 61.38 | |||
| 病棟 | 60.38 | |||
| Tukey補正を用いたペア比較 | ||||
| 比較 | 平均差、dB(A) | 補正p値 | ||
| ナースステーションと廊下 | 2.93 | <0.001 | ||
| ナースステーション 対 患者活動エリア | 5.52 | <0.001 | ||
| ナースステーション vs. 病棟 | 6.52 | <0.001 | ||
| 廊下 対 患者活動エリア | 2.59 | <0.001 | ||
| 廊下 vs. 病棟 | 3.59 | <0.001 | ||
| 患者活動エリア vs. 病棟 | 0.99 | <0.001 | ||
| モデル性能 | ||||
| 統計学 | 値 | |||
| 級内相関係数 (ICC) | 0.172 | |||
| 限界R² | 0.53 | |||
| 条件付きR² | 0.61 | |||
表 3：病院の機能ゾーン間で環境ノイズを比較した一次線形混合効果モデル4つの標準化された病院機能ゾーン間における等価連続A特性音圧レベル（LAeq）の差を評価した一次線形混合効果モデルの結果。繰り返し測定によるクラスター化を考慮するため、病院の診療科をランダム切片として指定し、機能ゾーンを固定効果として組み込み、廊下を対照群（参照カテゴリー）とした。固定効果について、回帰係数（β）、標準誤差（SE）、Wald 95%信頼区間（CI）、および両側 P 値を示す。推定周辺平均の比較には、Tukey法で調整したペアワイズ比較を用いた。モデルの性能は、NakagawaおよびSchielzethの手法に従って算出されたクラス内相関係数（ICC）、および周辺および条件付き決定係数（R2）を用いて要約した。LAeq：等価連続A特性音圧レベル、β：回帰係数、SE：標準誤差、CI：信頼区間、ICC：クラス内相関係数。
混合効果分析の結果、機能帯が環境騒音レベルに及ぼす全体的な影響に極めて高い有意性が認められた（全体尤度比検定、 P < 0.001)。廊下を参照カテゴリーとした場合、ナースステーションではLAeq値が有意に高かった（β = 2.931 dB[A], SE = 0.146, 95% CI = 2.644–3.218, P < 0.001）であったのに対し、患者活動エリア（β = −2.594 dB[A], SE = 0.146, 95% CI = −2.881 〜 −2.307, P < 0.001) および病棟（β = −3.589 dB[A], SE = 0.146, 95% CI = −3.876 ～ −3.302, P < 0.001) で、LAeq値が有意に低いことが示された（表3）。混合効果モデルから導出された推定周辺平均は、機能的なゾーン全体で環境騒音の明確な階層パターンを示した。補正後の平均LAeqは、看護師ステーション（66.90 dB[A]）で最も高く、次いで廊下（63.97 dB[A]）、患者活動エリア（61.38 dB[A]）、病棟（60.38 dB[A]）の順であった。Tukey補正後も、すべてのペア比較において統計的有意性が維持された（すべての補正済み P < 0.001)、これは4つの機能ゾーンすべてにおいてLAeqに統計的に有意な差があることを示している。平均差は、患者活動エリアと病棟間の0.99 dB(A)から、ナースステーションと病棟間の6.52 dB(A)の範囲であった。 図 4 モデル調整後の推定値をまとめている。推定周辺平均およびその95%信頼区間は、機能ゾーン間で最小限の重複を示し、Tukeyのグループ化により各ゾーンは固有の有意グループ（A～D）に割り当てられた。看護師ステーションが最も高い調整済みLAeqでグループAに割り当てられ、次いで廊下（グループB）、患者活動エリア（グループC）、病棟（グループD）の順となった。分散成分分析の結果、LAeqの全変動の約17.2%が病院部署間の差異に起因することが示され（クラス内相関係数 = 0.172）、部署レベルのランダム切片を組み込むことが支持された。固定効果は環境騒音の変動の53%を説明した（周辺R2 = 0.53)であったのに対し、固定効果と変量効果を組み合わせた混合モデルでは、全変動の61%が説明された（条件付きR2 = 0.61)であり、階層モデルの高い説明能を示している（表 3).
Figure 4: 病院の機能的ゾーンにおける等価連続A特性音圧レベルの推定周辺平均。主要な線形混合効果モデルから導出された、4つの病院機能的ゾーンにおける等価連続A特性音圧レベル（LAeq）の推定周辺平均（EMMs）。点はモデルで推定された周辺平均を示し、水平方向のエラーバーは95%信頼区間（CIs）を示す。病院の診療科を変量効果として、機能的ゾーンを固定効果として組み込んだ。ペアワイズ比較はTukey調整済みの推定周辺平均を用いて行い、異なる文字が割り当てられた機能的ゾーンは統計的に有意な差があることを示す（P < 0.05）。各機能的ゾーンから405個の観測値が分析に寄与した。LAeq：等価連続A特性音圧レベル、EMM：推定周辺平均、CI：信頼区間。この図の拡大版を表示するには、ここをクリックしてください。
LAeqに関連する運用特性の節約的な混合効果回帰分析
環境ノイズに関連する運用特性を調査しつつ、多重共線性を最小限に抑えるため、機能ゾーン、訪問者数、および部門別の病床数を固定効果に含め、病院部門をランダム切片として保持した、事前に規定された簡潔な混合効果モデルを適合させた（表4）。これらの変数の選択は、探索的な相関行列（補足図1）、これにより、いくつかの構造変数、特に部屋の面積と部屋の容積（Spearmanのρ = 0.94）の間に強い相関があることが示された。その結果、解釈可能性とモデルの安定性を向上させるため、相関性の高い構造変数は簡潔なモデルから除外された。運用上の共変量で調整した後も、機能ゾーンが環境騒音に関連する最強の独立因子であった。廊下と比較して、ナースステーションでは2.933 dB(A)（SE = 0.146, 95% CI = 2.647–3.220）の調整後の増加に関連していた。 P < 0.001)であったのに対し、患者活動エリアでは（β = −2.602 dB[A], SE = 0.146, 95% CI = −2.888 ～ −2.315, P < 0.001) および病棟 (β = −3.606 dB[A], SE = 0.146, 95% CI = −3.892 ～ −3.319, P < 0.001) は、廊下よりも有意に静かであった。
| 予測因子 | β係数 | 標準誤差 | 95%信頼区間 | P値 |
| インターセプト（コリドー） | 63.97 | 0.27 | 63.45から64.49まで | <0.001 |
| ナースステーション（対 コリドー） | 2.933 | 0.146 | 2.647から3.220まで | <0.001 |
| 患者活動区域（対 コリドー） | −2.602 | 0.146 | −2.888から−2.315 | <0.001 |
| 病棟（対 コリドー） | −3.606 | 0.146 | −3.892から−3.319 | <0.001 |
| 訪問者数（追加訪問者1人あたり） | 0.06 | 0.026 | 0.008～0.112 | 0.024 |
| 病床容量（追加病床1床あたり） | 0.064 | 0.005 | 0.055～0.073 | <0.001 |
| モデル：LAeq ～ 機能ゾーン + 来訪者数 + 病床数 + (1 | 部門) | ||||
表4：環境騒音に関連する運用特性の簡略化線形混合効果回帰。等価連続A特性音圧レベル（LAeq）と選択した運用特性との関連を評価した、事前定義済みの簡略化線形混合効果回帰モデルの結果。本モデルでは、機能ゾーン、来院者数、および診療科の病床数を固定効果とし、反復観測のクラスター化を考慮するために病院の診療科をランダム切片として組み込んだ（モデル：LAeq ~ Functional Zone + Visitor Count + Bed Capacity + (1 | Department)）。機能ゾーンの参照カテゴリには廊下を指定し、来院者数と病床数は連続変数としてモデル化した。回帰係数（β）、標準誤差（SE）、Wald 95%信頼区間（CI）、および両側P値を報告する。来院者数および病床数の回帰係数は、それぞれ来院者が1人増加、または病床が1床増加することに関連して推定されるLAeqの変化量を示す。切片は、連続予測変数がゼロであるときの参照カテゴリ（廊下）の推定平均LAeqを表す。本表は、モデルの過学習を最小限に抑えるために開発された事前定義済みの簡略化モデルを提示したものである。記録されたすべての運用特性を含む完全調整感度モデルは、補足表S2に提示されている。LAeq：等価連続A特性音圧レベル、β：回帰係数、SE：標準誤差、CI：信頼区間。
連続的な運用予測因子のうち、訪問者数はLAeqと独立した正の相関を示した。測定時に訪問者が1人増えるごとに、LAeqは推定で0.060 dB(A)増加した（SE = 0.026, 95% CI = 0.008–0.112, P = 0.024）。同様に、病棟のベッド収容人数も環境騒音と独立した相関を維持しており、病院のベッドが1床増えるごとに、LAeqは推定で0.064 dB(A)増加した（SE = 0.005, 95% CI = 0.055–0.073, P < 0.001）。
図 5は、簡潔な混合効果モデルから生成された適合予測を示しています。予測された LAeq は、観察された病棟のベッド数範囲全体にわたってほぼ線形に増加し、来訪者数が多いほど、すべてのベッド数範囲において予測音圧レベルが一貫して上方へシフトしました。平行な適合回帰線は、機能ゾーンおよび病棟レベルのクラスタリングを調整した後、適合モデル内において来訪者数とベッド数が相加的な効果を持つことを示しています。モデルベースの予測では、ベッド数が約 20 床の病棟において、予測 LAeq は来訪者数が少ない場合（3名）の 61.6 dB(A) から、来訪者数が多い場合（7名）の 62.4 dB(A) の範囲となりました。観察されたベッド数範囲の上限（72 床）では、対応する予測 LAeq はそれぞれ 64.5 dB(A) および 65.3 dB(A) に増加し、適合モデルにおける病棟のベッド数と来訪者数の複合的な寄与が示されました。
Figure 5: 病棟の病床数に基づく等価連続A特性音圧レベルのモデルベース予測。簡略化された線形混合効果回帰モデルから導出された、観察された病棟病床数の範囲における予測等価連続A特性音圧レベル（LAeq）。色付きの線は、他のすべてのモデル項を一定に保った場合の、訪問者数が少ない（3名）、平均（5名）、多い（7名）ときのモデル予測 LAeq 値を表す。網掛け領域は予測値の 95% 信頼区間を示し、点は実測値を表す。予測は、本研究に含まれる病棟病床数の観察範囲内のみで示されている。LAeq：等価連続A特性音圧レベル、CI：信頼区間。この図の拡大版を表示するには、ここをクリックしてください。
占有ベッド数、室面積、室容積、スタッフ数、アラーム発生回数、会話発生回数、および測定期間をさらに含めた完全調整混合効果モデル（付録表2）を用いた感度分析の結果、機能ゾーンおよび来院者数について非常に一貫した推定値が得られた。ナースステーションは引き続き最も騒音レベルの高い機能ゾーンであり、来院者数は引き続き高いLAeqと独立して関連していた（β = 0.060, P = 0.023）。一方で、相互調整後において、占有ベッド数、室面積、室容積、スタッフ数、アラーム発生回数、会話発生回数、および測定期間は環境騒音と独立した関連を示さなかった。これらの結果は、簡約化モデルの堅牢性を支持するものであり、本研究において機能ゾーンと来院者数が環境騒音に関連する主要な変数であったことを示している。
基準音響基準との記述的比較
観測された環境騒音レベルを客観的に評価するため、測定されたLAeq値を、広く引用されている3つの参照音響基準、すなわち、病院の患者ケア環境に関するWHOの日中ガイドライン値（35 dB[A]）、一般室内環境に関するEN ISO 16032参照値（40 dB[A]）、および中国の環境品質基準GB3096-2022クラス1参照値（45 dB[A]）と記述的に比較した。これらの参照値は、範囲、想定される適用、測定方法、および平均化期間が異なるため、比較は記述的な目的のみで行われ、正式な規制遵守評価を表すものではない（図6）。全1,620回の音響観測において、環境騒音レベルは選択したすべての参照値を上回った。全体として、1,615回の観測（99.7%）がWHOの日中ガイドライン値である35 dB(A)を超え、1,586回の観測（97.9%）がEN ISO 16032参照値の40 dB(A)を超え、1,513回の観測（93.2%）が中国のGB3096-2022クラス1参照値である45 dB(A)を超えた。
図 6: 病院の機能ゾーンにおける、選択された国際的および国内的な基準音響基準値を超える音響観測の割合。 4つの標準化された病院機能ゾーンにおいて、選択された国際的および国内的な基準音響基準値を超える等価連続A特性音圧レベル (LAeq) 観測値の割合。棒グラフは、世界保健機関 (WHO) のガイダンス値 (>35 dB[A])、EN ISO 16032 (>40 dB[A])、および中国国家標準 GB3096-2022 (>45 dB[A]) の参照閾値を超える観測の割合を示している。割合は、各機能ゾーン内における各参照閾値を超える観測数を、総観測数 (n = 405) で除して算出した。これらの参照文書は、想定される用途、測定方法、環境設定、および平均化期間が異なるため、比較は記述的な目的のみで提示されており、正式な適合性評価を表すものではない。LAeq: 等価連続A特性音圧レベル、WHO: 世界保健機関。この図の拡大版を表示するには、ここをクリックしてください。
機能区域間で顕著な差が観察されました。ナースステーションでは、各基準値を超える観察割合が最も高く、WHOおよびEN ISOの基準値の両方を超えた割合が100.0%に達し、中国の基準値を超えた割合は99.0%でした。同様に、廊下でも高い超過率（それぞれ100.0%、99.3%、96.0%）が示されました。対照的に、病棟では3つの基準値を超える観察割合が最も低かったものの、依然として相当な割合（それぞれ99.3%、95.3%、87.9%）であり、患者活動エリアでは中間的な割合（それぞれ99.5%、97.0%、90.6%）となりました。これらの記述的知見は混合効果分析の結果と一致しており、4つの機能区域の中でナースステーションが最も高い環境騒音レベルを示し、病棟が最も低いレベルを示しました。3つすべての基準値を超える観察割合が高かったことは、日中の環境騒音の上昇が特定の部署や機能区域に限定されず、病院全体で観察されたことを示しています。
感度分析およびモデル診断
主要な知見のロバスト性は、既に使用中のベッド数、室面積、室容積、スタッフ数、アラーム発生イベント、会話イベント、および測定期間をさらに組み込んだ、完全調整感度混合効果モデルを用いて評価した（補足表2）。機能ゾーンの推定値は、あらかじめ指定された簡潔なモデルで観察された結果と高い一貫性を維持した。ナースステーションでは引き続き、廊下よりも有意に高いLAeqが示された一方で、患者活動エリアおよび病室は有意に静かなままであった（すべて P < 0.001）。また、訪問者数も高いLAeqと独立して関連し続けていた（β = 0.060, P = 0.023)であった一方、占有ベッド数、部屋の面積、部屋の容積、スタッフ数、アラームイベント、会話イベント、および測定期間は、同時調整後、環境騒音と独立した関連は見られなかった（補足表2）。これらの結果は、主要な知見が相関のある運用特性による追加調整に対しても堅牢であったことを示している。モデルの仮定は、残差診断手順を用いて評価された（付随図 1）。正規Q–Qプロットでは、観測された残差の分位点と理論的な分位点が密接に一致しており、正規性からの大幅な逸脱がないことが示された。残差対適合値プロットでは、ゼロを中心にランダムに散布しており、明確な傾向や不均一分散の証拠は見られず、線形性と残差分散の一定性という仮定が支持された。これらの視覚的所見と一致して、シャピロ–ウィルク検定では正規性からの統計的に有意な逸脱は認められなかった（W = 0.992, P = 0.084)。その他のモデル性能統計量は、以下に要約されている。 付随表 3残差標準偏差は1.92 dB(A)であり、部門レベルのランダム切片標準偏差は0.90 dB(A)であった。クラス内相関係数は0.172であり、病院の部門内において観測値の中程度のクラスター化が認められた。混合効果モデルでは、固定効果のみで変動の53%が説明された（周辺R2 = 0.53)、部署レベルの変量効果を組み込んだ場合は61%であった（条件付きR2 = 0.61）。分散拡大係数（VIF）は一様に低く（最大VIF = 2.14）、保持された予測変数間に問題となる多重共線性があるという根拠は認められなかった。さらに、すべてのクックの距離（Cook's distance）の値は <1.0（最大値 = 0.18）であり、個々の観測値が適合モデルに過度な影響を及ぼしていないことが示唆された。探索的相関行列（付随図2いくつかの運用特性の間で、期待通りの正の相関が示された。室面積と室容積（スピアマンのρ = 0.94）、病床数と病床利用数（ρ = 0.86）、および病床数と室容積（ρ = 0.81）の間には強い相関が認められた。また、来院者数と病床利用数（ρ = 0.71）、およびスタッフ数と会話イベント数（ρ = 0.62）の間には中程度の相関が認められた。これらの結果は、簡潔な混合効果モデルのための事前規定の変数選択戦略を支持するものである。この戦略では、モデルの解釈可能性を維持しつつ多重共線性を最小限に抑えるため、相関の高い構造変数が除外された。
全体として、主要な混合効果分析、感度分析、残差診断、および探索的な相関評価により、内部的に一貫した結果が示されました。すべての分析において、機能ゾーンが環境騒音と最も強い独立した関連を示し、一方で来院者数および部門のベッド収容人数もLAeqと独立した関連を維持していました。記録された他のほとんどの運用上の特性は、相互調整後には環境騒音と独立した関連はありませんでした。
データの可用性：
本研究の知見を裏付けるデータは、本文およびその補足資料において利用可能です。完全な生のアコースティック測定データセット、校正記録、操作変数データセット、図のソースデータ、およびR統計解析コードはZenodoリポジトリに保存されており、https://doi.org/10.5281/zenodo.21404807 で公開されています。補足表1–3および補足図1および2には、追加の処理済みデータセット、感度分析、モデル診断、および支持分析が記載されています。
補足図1：簡略化線形混合効果モデルの残差診断プロット簡略化線形混合効果回帰モデルの仮定を評価する診断プロット。(A) 条件付き残差の正規Q-Qプロットであり、残差分布が近似的に正規分布であることを示している。(B) 条件付き残差と適合値のプロットであり、適合範囲全体において等分散性からの大幅な逸脱や系統的なパターンが見られないことを示している。病院の診療科をランダム切片とし、機能ゾーン、訪問者数、および病床数を固定効果として組み込んだ。残差診断の結果、主要な回帰分析におけるモデル仮定の妥当性が支持された。診断プロットはRのDHARMaパッケージを用いて作成した。LAeq：等価連続A特性音圧レベル。こちらをクリックしてファイルをダウンロードしてください。
補完図2：探索的混合効果分析に含まれる運用変数のSpearman相関行列探索的混合効果回帰分析中に評価した部門運用変数間のペアワイズ関連性を示すSpearman相関行列。セル値はSpearmanの順位相関係数（ρ）を表し、カラースケールは相関の強さと方向を示しており、青は正の相関、赤は負の相関を表す。モデル構築前に、候補となる説明変数間の潜在的な多重共線性（multicollinearity）を評価するために相関分析を実施した。強い共線性を示した変数は、簡潔な回帰モデルにおける多重共線性を最小限に抑えるため、モデル選択時に考慮された。運用変数には、部門の病床数、使用病床数、室面積、室容積、スタッフ数、訪問者数、アラーム回数、および会話回数が含まれる。Spearman’s ρ：Spearmanの順位相関係数。こちらをクリックしてファイルをダウンロードしてください。
付随表1：病院機能区分別の副次的音響アウトカム 標準化された4つの病院機能ゾーン全体で測定された二次的な音響アウトカムの記述的要約。数値は平均値 ± 標準偏差（SD）で示されており、全15の入院部門からの統合した観察結果を表している。主要な音響アウトカムは等価連続A特性音圧レベル（LAeq）であり、日常的な日中の病院運営における最大音レベルおよびピーク音レベルを特徴付けるための二次的な音響指標として、最大A特性音圧レベル（LAFmax）およびピークC特性音圧レベル（LCpeak）を記録した。LAeq：等価連続A特性音圧レベル、LAFmax：最大A特性音圧レベル、LCpeak：ピークC特性音圧レベル、SD：標準偏差。こちらをクリックしてファイルをダウンロードしてください。
補足表2：完全調整感度線形混合効果回帰モデル 等価連続A特性音圧レベル（LAeq）と記録されたすべての運用特性との関連性を評価した、完全調整感度線形混合効果回帰モデルの結果。反復観測のクラスター化を考慮するため、病院の診療科をランダム切片として含めた。機能ゾーン、時間帯、診療科の病床数、使用病床数、室面積、室容積、スタッフ数、訪問者数、アラーム回数、および会話回数を固定効果として含めた。機能ゾーンの参照カテゴリには廊下を、時間帯の参照カテゴリには午後を設定した。回帰係数（β）、標準誤差（SE）、Wald 95%信頼区間（CI）、および両側 P 値を報告する。このモデルは、記録されたすべての運用特性で調整した後、表4に示した簡略化モデルの堅牢性を評価するための感度分析として実施された。LAeq：等価連続A特性音圧レベル、β：回帰係数、SE：標準誤差、CI：信頼区間。こちらのリンクからファイルをダウンロードしてください。
補足表3：主要線形混合効果モデルのモデル性能および診断統計量。 病院の機能ゾーン間における等価連続A特性音圧レベル（LAeq）を評価した、主要な線形混合効果モデルのモデル性能および診断統計量の要約。残留標準偏差（σ）はモデル内での説明不可能な変動性を表し、ランダム切片標準偏差は部署間の変動性を定量化する。クラス内相関係数（ICC）は、病院の部署内でのクラスタリングに起因する全分散の割合を推定する。マージナルR2 固定効果のみによって説明される分散の割合を表し、一方で条件付きR2 固定効果と変量効果の両方によって説明される分散の割合を表します。モデル適合度の指標として、赤池情報量基準（AIC）、ベイズ情報量基準（BIC）、および対数尤度が提供されます。分散拡大係数（VIF）はすべて <5であり、問題となる多重共線性があるという証拠は認められず、クックの距離（Cook's distance）の値は <すべての観測値において1.0であり、個々の観測値がモデル推定値に不当な影響を及ぼしていないことを示している。LAeq：等価連続A特性音圧レベル、ICC：クラス内相関係数、VIF：分散拡大係数。こちらをクリックして、このファイルをダウンロードしてください。
ディスカッション
この横断的な環境音響評価により、ほとんどの病院機能ゾーンにおいて、日中の環境騒音レベルが一般的に参照される国際的および国内的な音響基準値を一貫して上回っていることが示されました。線形混合効果分析の結果、LAeqに関連する主たる要因は機能ゾーンであることが特定され、調整後の音レベルはナースステーションが最も高く、次いで廊下、患者活動エリア、病棟の順でした。WHOのガイダンス値、EN ISO 16032、PN-B-02151シリーズ、および中国国家標準GB3096-2022との比較は、これらの文書が目的、測定指標、平均化期間、および範囲において異なるため、記述的に解釈されました。それにもかかわらず、病院全体で観察された日中のLAeq値が一貫して上昇していることは、日常的な臨床環境において、広く引用される参照音響値を大幅に上回る音レベルが頻繁に発生していることを示しています。これらの知見は、推奨される参照値を上回る日中の環境騒音が持続していることを報告した過去の病院音響調査5,8,17,24,25と概ね一致しています。主に部門レベルの平均値や独立群間比較に依存していた多くの過去の病院音響調査とは異なり、本研究では線形混合効果モデルを用いて階層的データセット全体を分析し、それによって病院部門内にネストされた反復観測を考慮しました。中程度のクラス内相関係数（ICC = 0.172）は、環境騒音の変動の有意な割合が部門間の差異に起因することを示しており、病院音響研究における階層的モデリングの有用性を支持しています8,17,24。測定された日中のLAeq値は、患者ケア環境に対するWHOの日中参照値、および選択されたEN ISO 16032とGB3096-2022の音響参照基準を一貫して上回っていました。これらの比較は、参照文書が適用目的、平均化期間、測定方法、および範囲において異なるため、正式な適合性評価ではなく記述的に解釈されました。それにもかかわらず、これらの広く引用される参照値を上回る観測値が高割合で認められたことは、過去の病院音響調査と一致しており、日常的な臨床業務において音響的に良好なヘルスケア環境を維持することが依然として課題であることを強調しています29,30,31,32,33,34。
病院の機能ゾーン間で、環境騒音の一貫した空間的階層性が観察された。記述統計解析および線形混合効果モデルの両方において、ナースステーションで調整後のLAeq値が最も高く、次いで廊下、患者活動エリア、病棟の順であることが示された。このパターンは、スタッフ間の集中的なコミュニケーション、患者の移動、アラームの作動、および日常的な臨床ワークフローにより、ナースステーションや動線エリアが病院環境騒音の主要な発生源となることを示した先行報告と一致している29,30,31,33,34,35,36。観察された差異は、面会者数、部門の病床数、および部門レベルのクラスタリングで調整した後も有意であり、この空間的変動が個々の部門の測定された構造的または運用的特性のみによって説明されるものではないことが示された。推定周辺平均およびTukey調整後のペア比較により、各機能ゾーンが統計的に異なる音響環境であることがさらに確認された。ナースステーションで一貫して高い音レベルが観察されたことは、運用面および音響面から妥当である。これらの場所は、臨床文書の作成、多職種間のコミュニケーション、電子カルテ操作、患者モニタリング、アラーム管理、電話応対、および患者や家族とのやり取りが同時に行われる中心的な調整ハブとして機能している。その結果、会話、モニターアラーム、機器の作動、およびスタッフの移動が蓄積され、単発的な音響イベントではなく持続的な環境騒音が発生し、ほぼすべての参加部門で観察された一貫して高いLAeq値に寄与している。この解釈は、重複する運用的騒音源が病院環境騒音の上昇に大きく寄与していることを示した先行研究と一致している33,34,35,36,37,38,39,40,41,42,43,44,45,46,47。同様に、廊下では患者活動エリアや病棟よりも高い環境騒音レベルが示された。患者の搬送、スタッフの移動、機器の運搬、清掃活動、および面会者の通行といった主要な動線となるため、これらの空間は多様な一過性の音源や背景騒音に絶えずさらされている。建築的な開放性に加え、硬く反射率の高い内装表面が音の伝播をさらに促進し、LAeq値の上昇に寄与している可能性がある。本研究では残響特性、室内の音響パラメータ、または音声伝送指数を直接評価していないが、観察された空間分布は、病院の廊下が運用的活動、建物設計、および複数の同時音源によって形成される音響的に複雑な環境であるとした先行研究と一致している33,34,35,46,47,48,49,50,51。本研究の重要な知見は、事前に規定した簡約的な混合効果モデルおよび完全に調整した感度分析の両方で、面会者数と環境騒音の間に独立した関連性が認められたことである。絶対的な効果量はわずかであったが、機能ゾーンと部門クラスタリングで調整した後も、面会者数は高いLAeqと有意に関連しており、日常的な人間の活動が病院のサウンドスケープに測定可能な形で寄与していることが示唆された。この解釈は、人間の活動、コミュニケーション、面会者の存在、および運用的ワークフローが、医療施設内の環境騒音の重要な寄与因子であるとした先行研究と一致している33,34,35,36,46,47,51。部門の病床数も、簡約モデルにおいて高い環境騒音と独立して関連していたが、部屋の形状、建築レイアウト、占有密度、および臨床ワークフローも環境音響に影響を与える可能性があるため、この関連性は慎重に解釈されるべきである。さらに、横断的観察デザインであるため因果推論はできず、これらの知見は因果関係の証拠ではなく、関連性として解釈されるべきである33,34,49。感度分析により、これらの知見の信頼性がさらに高まった。稼働病床数、部屋の面積、部屋の容積、スタッフ数、アラーム発生回数、会話発生回数、および測定期間を含む追加の運用変数を投入しても、機能ゾーンと面会者数については非常に一貫した推定値が得られた一方で、ほとんどの構造的変数は同時調整後に環境騒音と独立して関連しなくなった。総合的に、これらの知見は、日中の病院サウンドスケープが、評価した個々の構造的特性よりも、日常的な臨床活動の空間的な組織化によってより強く影響を受けることを示唆しており、これは、医療音響環境が単一の決定要因ではなく、複数の運用的および環境的因子の相互作用から生じるという最近の証拠を支持している33,34,35,46,47,49,51。今回の知見は、日中の病院環境騒音レベルがおよそ55から75 dB(A)の範囲にあり、患者ケア環境について一般的に参照される音響推奨値を大幅に上回っていると報告した先行研究とおおむね一致している8,9,10,11,29,30,31,32。先行研究では、病院騒音の上昇が、患者および医療従事者における睡眠障害、休息の質の低下、生理的ストレス反応、音響的快適性の低下、コミュニケーションの困難、およびその他の有害な健康影響に関連付けられている29,30,31,32,49,52,53。また、過度な環境騒音と、重症患者におけるせん妄を含む神経認知障害との間に、関連がある可能性が示唆されている15,16,48。本研究ではこれらの臨床転帰を直接評価していないが、観察された音レベルは以前に報告されたものと同等であり、標準化された機能ゾーンサンプリングと階層的統計解析を通じて既存の証拠を拡張したものである。
本調査は臨床的なアウトカム研究ではなく環境音響評価として設計されたが、その知見は医療施設の設計および運用管理にとって重要な意味を持つ。ナースステーションと循環廊下では一貫して調整後の音レベルが最も高く、これらの運用エリアが今後の騒音管理戦略における優先的なターゲットとなる可能性が示唆された。これらの環境は、コミュニケーション、臨床的な調整、患者の搬送、機器の移動、および訪問者の活動の拠点として機能するため、患者室のみを対象としたアプローチよりも、これらの場所に焦点を当てた介入の方が、病院全体の音響環境を改善するより大きな機会を提供できる可能性がある。この解釈は、ワークフローの最適化、騒音管理プロトコル、建築的な修正、および継続的な音響モニタリングを含む多職種連携戦略が、医療施設内の音響条件を改善し得ることを示した最近の調査結果と一致している29,31,32,33,34,35,51。LAeqは、累積的な音響曝露の標準化された尺度を提供し、研究間の比較を容易にするため、病院の環境騒音を評価するための最も広く用いられている指標であるままである8,9,10,11,32。しかしながら、LAeqはエネルギー平均指標であり、連続的な背景騒音と、モニターのアラーム、器具の落下、館内放送、突然の発声などの過渡的な衝撃音を区別しない。その結果、音響的に異なる病院のサウンドスケープであっても、知覚的な特性や、コミュニケーション、不快感、認知負荷への潜在的な影響が大きく異なるにもかかわらず、同様のLAeq値を示すことがある。そのため、最近の医療音響学の進展では、病院のサウンドスケープをより包括的に特性づけるために、心理音響評価、音源クラスタリング、継続的なモニタリングを含む相補的なアプローチが強調されている33,34,35,39,40,41,42,43,44,45,46,47。医療音響学における最近の展開は、病院のサウンドスケープを平均音圧レベルのみならず、それを超えたアプローチを用いて特性づけるべきであることを強調している。音源分類およびクラスタリング手法を取り入れた研究では、病院騒音の知覚的影響は、全般的な音響エネルギーだけでなく、個々の音源の頻度、時間分布、および知覚される侵入性にも依存することが示されている。De Salvioら33は、医療音響環境が、不快感や知覚される妨害に異なる影響を与える連続的な運用音と断続的な高強度イベントの複雑な組み合わせで構成されていることを明らかにした。同様に、Cingolaniら46は、クラスタリング分析によって、従来の時間平均指標では容易に検出できない特徴的な病院の音パターンを特定できることを示し、Hummelら47は、クラスタリングされた病院の騒音プロファイルと患者満足度の間の関連性を報告した。総じて、これらの研究は、今後の病院音響評価において、従来の環境騒音測定と、音源構成、心理音響属性、および時間的な音響パターンの相補的な特性づけを統合することが有益である可能性を示唆している34。したがって、本知見は、採用された測定戦略の文脈において解釈されるべきである。本研究の目的は、病院の音響研究において最も広く報告されている指標である標準的なLAeq測定を用いて、実際の臨床運用条件下での日常的な日中の環境騒音を特性づけることであった。LAFmax、LCpeak、オクターブバンド周波数分析、心理音響指標、および音源クラスタリングを含む追加の音響パラメータは本調査の範囲外であったが、今後の調査においてこれらの相補的アプローチを組み込むことで、病院のサウンドスケープをより包括的に特性づけることができるであろう32,33,34,46,47。訪問者数とより高いLAeqとの間の独立した関連性は、日常的な人間の活動が日中の病院音響環境に有意義に寄与しているという概念をさらに支持している。訪問者数は、機能ゾーンおよびその他の運用特性について同時に調整した後も、環境騒音と有意に関連していたが、スタッフ数、占有ベッド数、アラームイベント、および会話イベントは統計的な有意性を保持しなかった。室面積、室容積、および部門のベッド収容能力の間で観察された強い相関関係とともに、これらの知見は、事前に規定した簡潔なモデリング戦略を支持し、日常的な運用活動が、評価された個々の構造的変数よりも日中の環境騒音をより適切に説明できる可能性を示している。とはいえ、すべての運用変数は環境騒音と同時に測定されたため、これらの知見は因果関係の証拠ではなく、観察的な関連性として解釈されるべきである。探索的相関分析と混合効果感度モデリングを組み合わせて使用することは、複雑な医療サウンドスケープを分析するための現代的な推奨事項と一致しており、多重共線性による影響を最小限に抑えつつ、階層的なデータ構造を考慮した透明性の高い分析フレームワークを提供している33,34,35,46,47,51。
本研究は、いくつかの手法上の強みにより、従来の病院環境騒音調査とは一線を画している。第一に、環境騒音の評価において標準化されたサンプリングプロトコルを用い、複数の病院部署、機能ゾーン、および日中の観察期間にわたって繰り返し測定を行ったことで、日常的な病院活動における短期的変動の影響を低減した。第二に、階層的な完全データセットに対し、病院部署内での繰り返し観測のクラスター化を考慮した線形混合効果モデルを用いて分析を行った。このアプローチにより、従来の独立群間比較よりもネストされたデータ構造を適切に分析することができ、機能ゾーンの影響について堅牢な推定が可能となった。第三に、あらかじめ規定した感度分析を、残差診断および多共線性評価とともに実施した結果、代替的なモデル仕様においても一貫した結果が得られ、主要分析の堅牢性が裏付けられた。最後に、すべての測定は、標準操作手順に基づき校正済みのクラス1計測器を用いて行われたため、測定の信頼性、再現性、および過去の病院音響研究との比較可能性が向上した。なお、本結果を解釈する際には、いくつかの限界も考慮する必要がある。第一に、本調査は単一の三次教育病院で実施されたため、建築レイアウト、患者層、人員配置モデル、またはヘルスケアシステムが異なる施設への一般化可能性が制限される可能性がある。したがって、多様なヘルスケア環境を含む多施設共同研究が求められる。第二に、午前、正午、午後の観察期間に繰り返し測定を行ったものの、総サンプリング時間は日常的な日中の病院活動の一部に過ぎない。そのため、夜間業務、シフト交代、緊急入院、清掃スケジュール、および面会ピーク時間帯に伴う時間的変動が十分に捉えられていない可能性がある。24時間の連続音響モニタリングを行えば、病院のサウンドスケープをより包括的に特性評価できると考えられる。第三に、測定は各機能ゾーン内の標準化されたサンプリング地点で行われ、部署全体の網羅的な空間マッピングは行わなかった。その結果、広い病棟、長い廊下、または建築的に複雑な臨床環境内における局所的な音響変動が十分に反映されていない可能性がある。個々の機能ゾーン内で高解像度の空間音響マッピングと複数の測定地点を導入した今後の研究により、病院内の音の伝搬特性をさらに向上させることができる。第四に、本研究では主に主要な音響アウトカムとして LAeq を用いた。この指標は環境騒音評価において広く受け入れられており、過去の病院音響研究との比較を容易にするが、インパルス的な音響イベント、周波数特有の音響特性、心理音響的反応、または音源構成を完全に特性化することはできない。LAFmax、LCpeak、オクターブバンド周波数分析、心理音響指標、および音源クラスタリング手法を導入した今後の調査により、ヘルスケアサウンドスケープのより包括的な評価が可能になる。第五に、訪問者数、スタッフ数、アラームイベント、および会話イベントなどの運用変数は、環境騒音の測定と同時に記録されたものであり、客観的に検証された曝露指標ではなく、観察的記述子として扱うべきである。訪問者数が環境騒音と独立して関連していたものの、横断的研究デザインであるため因果関係の推論はできず、これらの知見は慎重に解釈されるべきである。最後に、患者報告アウトカム、職業的ストレス指標、生理的反応、睡眠の質、およびその他の臨床エンドポイントは評価しなかった。したがって、本知見は、日中の日常的な病院業務における包括的な環境音響特性として解釈されるべきであり、環境騒音の上昇が患者またはスタッフに直接的に悪影響を及ぼしたという証拠として解釈されるべきではない。
今回の知見は、病院の環境騒音管理にいくつかの実用的な示唆を与えている。線形混合効果分析の結果、環境騒音は病院内に一様に分布しているのではなく、特定の運用区域、特にナースステーションや circulation corridors（循環通路）に集中していることが示された。これらの結果は、今後の騒音管理プログラムにおいて、入院病棟のみに焦点を当てるのではなく、コミュニケーション、患者の搬送、機器の移動、および日常的な臨床ワークフローが集中する高活動の運用エリアを優先することで、より大きな効果が得られる可能性を示唆している。潜在的な工学的介入としては、音の反射と伝播を低減させるため、吸音天井材の使用、音響処理を施した壁面、弾性床システム、およびドアやパーティションの断熱性の向上が挙げられる。さらに、構造化されたクワイエットアワー（静粛時間）ポリシー、最適化された患者フロー、来院者の誘導、アラーム管理プロトコル、および回避可能な環境騒音に関するスタッフ教育などの補完的な管理的措置により、病院の音響環境をさらに改善できる可能性がある。先行研究では、工学的、行動的、および組織的なアプローチを組み合わせることで、病棟の静寂感、患者の休息、および医療施設内の総合的な音響条件を改善できることが示唆されている29,31,32。来院者数と環境騒音の間に認められた関連性は、病院の騒音管理戦略を策定する際に、日常的な運用活動を考慮することの重要性をさらに強調している。今回の知見は、特定の来院制限を支持するものではないが、循環経路の最適化、待合エリアの整理、およびコミュニケーション方法の改善が、患者ケアに悪影響を及ぼすことなく、構造的な音響介入を補完し得ることを示唆している。総じて、病院の音響環境は、単一の運用要因ではなく、建築設計、臨床ワークフロー、患者および来院者の移動、コミュニケーション上の要求、医療機器、および組織的な慣行による複合的な影響を反映している可能性が高い。したがって、効果的な環境騒音管理には、臨床医、病院管理者、建築家、エンジニア、感染管理専門家、および施設管理担当者による、調整された多職種連携アプローチが必要になると考えられる。
本研究は、建築レイアウト、診療科、およびヘルスケアシステムが異なる複数の病院にわたる今後の多施設共同研究を促進し得る、環境音響評価の標準化された枠組みを提供する。このような研究により、観察された空間的パターンの汎用性を評価し、医療施設における環境音響データのベンチマーク策定を支援することが可能となる。今後の研究では、断面的環境モニタリングを超え、24時間連続の音響測定、縦断的なフォローアップ、および季節的な評価を組み込むことで、病院のサウンドスケープにおける時間的変動をより詳細に特性付けるべきである。患者報告アウトカム、検証済みの睡眠の質指標、スタッフのワークロード評価、コミュニケーション性能、および客観的な生理学的指標を同時に収集することで、環境音響と臨床的または職業的なアウトカムとの関係をより包括的に評価することが可能になる。ヘルスケア音響学における最近の進歩により、従来のLAeq測定を補完するため、連続音響モニタリング、自動音源特定、機械学習ベースの音分類、心理音響分析、およびクラスタリング技術の統合がさらに支持されている。これらのアプローチにより、持続的な背景騒音と、臨床的に重要な一過性の音響イベントとの区別が改善され、それによって病院のサウンドスケープと、それが患者ケアおよびスタッフのパフォーマンスに及ぼし得る影響について、より包括的な理解が得られると考えられる33,34,46,47。今後の前向き介入研究では、制御された前後比較試験または多施設共同研究デザインを用いて、工学的、管理的、行動的、および技術的な騒音管理戦略の有効性を評価し、病院の音響管理のためのエビデンスベースを強化すべきである29,31,32,51。総じて、本研究は、標準化された音響測定と階層統計分析を用い、三次教育病院内の病院機能ゾーンにおける日中の環境騒音の包括的な評価を提供した。日常的な日中の臨床業務中、環境騒音レベルは、一般的に参照される国際的および国内的な音響基準値を一貫して上回っていた。反復測定と部門別のクラスタリングを考慮した結果、ナースステーションで調整後の環境音レベルが最も高く、次いで廊下、患者活動エリア、病棟の順であった。訪問者数と部門の病床数はLAeqの上昇と独立して関連していたが、多変量調整後、その他の記録された運用特性は環境騒音と独立した関連を示さなかった。これらの知見は、環境騒音が病院の機能ゾーン間で不均等に分布していることを示しており、今後の音響管理において優先的に取り組むべき運用エリアを特定した。本研究は観察的な断面的デザインを採用しているため、報告された関連性は因果関係として、あるいは患者やスタッフのアウトカムへの直接的な影響のエビデンスとして解釈されるべきではない。それにもかかわらず、標準化された測定プロトコル、階層的分析アプローチ、および包括的な環境評価は、病院の音響環境の最適化を目指す今後の多施設共同研究および介入研究のための強固な基盤となる。標準化された測定プロトコルと適切な階層的分析手法を用いた日常的な環境音響モニタリングは、高騒音の運用エリアの特定を容易にし、エビデンスに基づいた病院騒音管理戦略の策定を支援する可能性がある。
開示事項
競合利益：
著者らは、競合する利益がないことを宣言します。
謝辞
申告なし。本研究に対して資金提供は受けていない。
材料
| 名前 | 会社 | カタログ番号 | コメント |
|---|---|---|---|
| 校正ログブック | 自作 | N/A | 機器の校正および検証の記録 |
| クラス1音響校正器 | Hangzhou Aihua Instruments Co., Ltd. | AWA6221B | 騒音計の校正（1 kHzで94 dB） |
| クラス1積分騒音計 | Hangzhou Aihua Instruments Co., Ltd. | AWA6228+ | 環境騒音測定用の主要機器（IEC 61672-1準拠） |
| データ収集シート | 自作 | N/A | 現場観察および運用変数の標準化された記録 |
| デジタル温湿度計 | TESTO | 608-H1 | 測定中の周囲温度および相対湿度のモニタリング |
| 病院平面図／部門レイアウト図 | 施設提供 | N/A | 部門別測定場所の特定 |
| IBM SPSS Statistics (Version 29.0) | IBM | N/A | 統計解析 |
| ノートパソコン | Dell | Latitude Series | データ収集、保存、および統計解析 |
| 巻尺 | STANLEY | N/A | マイクロホン設置距離の検証 |
| Microsoft Excel | Microsoft | 現行バージョン | データ管理および予備的なデータ処理 |
| 個人用保護具（PPE） | 施設支給 | N/A | 病院の感染管理要件への準拠 |
| R 統計ソフトウェア (Version 4.3.3) | R Foundation for Statistical Computing | N/A | 統計計算環境 |
| Rパッケージ (emmeans, lme4, lmerTest) | Comprehensive R Archive Network (CRAN) | 現行バージョン | 線形混合効果モデルおよび推定周辺平均の算出 |
| 充電式バッテリーパック | Hangzhou Aihua Instruments Co., Ltd. | メーカー提供 | クラス1積分騒音計AWA6228+用の電源 |
| 騒音計ソフトウェア | Hangzhou Aihua Instruments Co., Ltd. | 機器に付属 | 機器制御、データ収集、および音響測定値のエクスポート |
| 三脚スタンド | 汎用研究用サプライヤー | N/A | 騒音計マイクロホンの安定した固定 |
参考文献
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