ISSN 2433-4995

認知症ケア研究誌 6：58-67，2022

原著
認知症高齢者を介護する家族主介護者の続柄別エンパワーメントの特性
How kinship determines empowerment in primary family
caregivers of elderly with dementia

菅沼一平 1)、糸谷圭介 2）、瀬川 大 2）、浜岡克伺 3）、
藤田浩之 4）、上城憲司 5）
Ippei Suganuma1), Keisuke Itotani2), Dai Segawa2), Katsumi Hamaoka3),
Hiroyuki Fujita4), Kenji Kamijo5)

要 旨
本研究は、認知症高齢者を介護する家族主介護者を対象に、続柄別のエンパワーメントの特性を明らかにすることを目的とした。エンパワーメントの測定は質問紙尺度であるエンパワーメント評価尺度（Empowerment Assessment Scale for Principal Family Caregivers of Persons with Dementia：
以下、EASFCD）を用いた。EASFCD は【因子 1：介護の否定的感情】【因子 2：介護の知識・技術に関する自己効力感】【因子 3：介護に対する意識・結果・期待】【因子 4：介護への肯定的感情評価尺度】【因子 5：被介護者との関係性】【因子 6：相談相手の有無と情動的サポート】の 6 因子から構成さ
れ、点数が高いほどエンパワー状態であること示す。計 160 名に EASFCD を含む質問紙を配布した
結果、回収数は 115 名（回収率 71.9％）であり、欠損値がない 108 名が分析対象となった（有効回答率
67.5％）。EASFCD では、嫁の総得点が最も低く（総得点：他続柄 > 嫁、p<0.05）、全ての続柄に比べてパワーレスネスな状態であることが示唆された。特に夫や妻と比較した場合、介護の否定的感情が強く（因子 1 得点：夫＞嫁、p<0.01）、介護に対する意識も低かった（因子 3 得点：妻＞嫁、p<0.01）。
また、家族主介護者と被介護者の年齢を調整した場合には、嫁と娘以外の続柄間で有意差はみられなくなった。このことから、エンパワーメントは年齢の影響を受ける可能性があることが示唆された。

キーワード：エンパワーメント、認知症高齢者、家族主介護者の続柄、在宅介護
1）京都橘大学 健康科学部
2）大和大学 保健医療学部
3）大阪行岡医療大学 医療学部
4）大阪人間科学大学 保健医療学部
5）宝塚医療大学 和歌山保健医療学部

責任著者：菅沼一平
京都橘大学 健康科学部〒 607-8175 京都府京都市山科区大宅山田 34
E-mail：suganuma-i ＠ tachibana-u.ac.jp(@ を半角に換えてください。）
受領日：2022 年 7 月 8 日
採択日：2022 年 8 月 30 日
英文誌名 : Tokyo Journal of Dementia Care Research-58-

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認知症ケア研究誌 6：58-67，2022
するのではなく、これらの交互作用による家族介
はじめに護者の複雑な心理状態を的確にとらえ、エンパ
ワーされているか否かを評価することも重要な指認知症高齢者を介護する家族介護者の支援とし
1,2)

3,4)

5)

標の一つであると考える。エンパワーメントも続、自己効力感 、

柄間によって、差異や特性があることが予想され

QOL をアウトカムとした介入研究は数多く報告

るが、エンパワーメントを続柄別に検証した研究されている。しかし、家族介護者は続柄によって、は見当たらない。先行研究を鑑み、本研究では、家庭内における役割や被介護者に対する心情が異

続柄別に家族介護者が持つ複雑な心理状態をみる

なる場合もあるため、介入に際しては、家族介護ために、エンパワーメントの視点から差異と特性者の家庭内で置かれている立場に寄り添い、続柄を検証することとした。

て、介護負担や介護肯定感2)による特性も考慮する必要があると考える。
方 法

続柄別に家族介護者の特性を検討した先行研究
では、嫁の心理面における否定的側面が強く、ペース配分などの対処法が悪いこと 6)、高齢の妻であ1．調査対象7)るほど情緒的消耗が大きくなること を報告した

調査対象者は、軽度から重度の認知症高齢者とものがある。一方、介護を前向きにとらえる肯定

同居し、介護をしている家族主介護者（以下、主8)

的側面について、小澤 は、配偶者の介護者が子介護者）とした。先行研究の基準を参考に 15)、週ども配偶者と比較して高かったことを報告しておに 28 時間以上、生活上の見守りや手助けをして

9)り、新鞍 らは自己成長感において、続柄間に差いる主介護者を対象とした。また、本研究では、がなかったことを報告している。これらの先行研

身体・認知機能ともに重症化が進んだ終末期で究を概観すると、家族介護者の心理面や対処法に

BPSD がほとんど見られなくなった寝たきりの認

ついては、介護負担感・ストレスなどの「否定知症の人を介護している主介護者は除外した。大的側面」、介護肯定感・自己効力感・QOL などの阪府にて、居宅介護支援事業所 3 か所、通所介護「肯定的側面」、コーピングスキルなどの「介護に3 か所、通所リハビリテーション 4 か所、病院（物対する対処力」の 3 つの要素に整理できる。菅沼

忘れ外来）1 か所に調査依頼をした。また、筆者

は、この 3 つの要素による交互作用を「認が同府 A 市にて実施している「家族介護教室」にら

10,11)

知症高齢者を介護する家族介護者エンパワーメン

参加した主介護者も対象とした。

ト」としてとらえ、「負担を抱えつつも介護に意義を見出し、対処していく」といった否定的側面、

2．調査期間
調査期間は、2020 年 2 月 1 日から 2020 年 9 月 1

肯定的側面、対処の交互作用の存在があることを考察している。同時に菅沼ら

10)は、エンパワー

日までである。

メントの定義について、「認知症高齢者を介護す
る家族介護者が、被介護者である認知症高齢者と3．調査内容心身ともに安定した在宅生活を継続していくため

調査項目は、基本情報として、被介護者からに、自己効力感を含む内発的な力を発揮して、対見た主介護者の続柄、主介護者および被介護者処する過程あるいは対処した結果生じた状態」との年齢、性別、同居人数（主介護者含む）、介護

しており、家族介護者の介護継続意志の規定因子

期間（月）、サービス利用の有無（介護保険サー11)であることを報告している 。近年では、このよ

ビス、インフォーマルサービス）をあげた。まうなエンパワーメントを高める支援の方策についた 被 介 護 者 の BPSD 頻 度 を 評 価 す る Dementia

12)て論じられた報告も存在し 、エンパワーメント

Behavior Disturbance Scale の 13 項目版（以下、。

DBD13）16) も調査項目にあげた。DBD13 の各項

以上より、家族支援にあたっては、介護負担や目は 1 か月あたりの BPSD の頻度を「全くない：

介護肯定感をそれぞれ切り取って、縦割りで検討

0 点」－「常にある：4 点」の 5 件法で評価するをアウトカムとした介入研究も散見される

13,14)-59-

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も の で（52 点 満 点 ）、 点 数 が 高 い ほ ど BPSD の定し、調査を依頼した。協力施設への配布割合は、頻度が多いことを示す。エンパワーメントの評

先方の指定に基づき、居宅介護支援事業所 3 か所が開発した認知症の人のに各 10 名（計 30 名）、通所リハビリテーション 4

家族介護者のためのエンパワーメント評価尺度

か所に各 10 名（計 40 名）、通所介護 3 か所に各 10（Empowerment Assessment Scale for Principal

名（計 30 名）、病院（物忘れ外来）40 名の計 140 名

Family Caregivers of Persons with Dementia：とした。回収は、事業所や対象者の実情に応じて

以下、EASFCD）を使用した。この尺度はエンパ

郵送法もしくは封筒に厳封したうえで留置法としワーメントの過程を経て家族介護者が得られた状た。筆者が運営している家族介護教室に参加した態を評価するものであり、信頼性・妥当性はすで主介護者には、参加時に質問紙を配布し、家族介に確認されている。介護負担感や肯定感のみなら

護教室開催前に記入してもらい、回収した。回収ず、介護に対する意識、相談相手の有無、被介時は封筒に厳封し、回収箱に入れ、個人が特定さ護者との関係性、知識や技術に特化したマスタれないように配慮した。

価については菅沼ら

10)

リーを含む概念である。介護負担の程度など一義的な概念ではなく、包括的な介護力としても解

5．分析

釈できると判断したため、本尺度を採用した。

続柄で群を分け、各項目の比較を行った。基本

EASFCD は【因子 1：介護への否定的感情】【因情報の主介護者と被介護者の年齢、同居人数、介子 2：介護の知識・技術に関する自己効力感】【因護期間、DBD13 は一元配置分散分析、サービス

子 3：介護に対する意識・結果・期待】【因子 4：

利用の有無についてはχ 2 検定を実施し、p 値を介護への肯定的感情】【因子 5：介護者との関係性】算出した。有意差が出た基本情報の項目について【因子 6：相談相手の有無と情動的サポート】の 6

は、Bonferroni 法による多重比較にて続柄の差因子を基本構造とし、全 33 項目の質問項目をもっ異を確認した。

て主介護者のエンパワーメントを測定する。各質

エンパワーメントの続柄間比較については、問に対する回答は、「とてもそう思う（4 点）」－EASFCD 総得点と EASFCD 各因子を一元配置分「全くそう思わない（1 点）」もしくは「常にいる（4散分析にて有意差を確認し、Bonferroni 法による点）」－「全くいない（1 点）」の 4 件法である。【因多重比較を実施した。家族介護教室の参加者は、

子 1：介護への否定的感情】が 32 点満点、【因子自ら申し込み参加をしていることから、介護に対

2：介護の知識・技術に関する自己効力感】が 20する意識やエンパワーメントが元来高い可能性が点満点、【因子 3：介護に対する意識・結果・期ある。このことで、ベースライン調査の時点で介待】が 28 点満点、【因子 4：介護への肯定的感情】

護事業所・施設関係依頼によって調査した群とエが 20 点満点、【因子 5：介護者との関係性】が 16

ンパワーメントに差が出ることが考えられる。こ点満点【因子 6：相談相手の有無と情動的サポー

れらのリクルート方法の違いにより、エンパワー

ト】16 点満点の合計 132 点満点であり、点数がメントに差異が出ないかを確認するために、介護高いほど主介護者がエンパワーされている状態を事業所・施設関係依頼によって調査した群と家族示す。なお、因子 1 の否定的な感情に関する質問

教室参加者の群に分け、対応のない独立型の t 検

項目は、採点法を逆転させる反転項目であり、得定を用いて EASFCD 総得点と EASFCD 各因子の点が低いほど介護へ否定的感情が強いことを示し比較を行った。最後に、エンパワーメントに影響ている。

を及ぼす可能性が高い要因を調整するために、基
本情報で有意差が見られた項目を共変量とし、Bonferroni 法による多重比較を実施し、推定周4．調査方法
上記の調査項目をまとめて質問紙にし、居宅介護支援事業所や施設の職員などを通じて、直接、

辺平均値を算出した。統計解析は SPSS Ver.26.0を使用し、統計学的有意水準は 5％とした。

主介護者へ手渡し、記入を依頼した。対象となる主介護者は採択基準、除外基準に基づき職員で選-60-

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被介護者年齢でも有意差を認め、夫に比し、息6．倫理的配慮
大和大学保健医療学部倫理委員会の承認を得て

子（p<0.05）、娘（p<0.01）、嫁（p<0.01）の被介護者実施した（承認番号 19-49）。事業管理者、団体運

年齢が高かった。また、妻に比し、息子 (p<0.001)、

営責任者などに口頭および書面にて協力を依頼

娘 (p<0.001)、 嫁 (p<0.001) の 被 介 護 者 年 齢 が 高し、承諾を得た。各事業所を通して、主介護者にかった。

調査の目的、個人情報保護の方針、研究参加の自由（回答の任意性や回答をしない場合においても

2．リクルート別エンパワーメント（表 2）

不利益とならない等）について書面で説明を行っ

介護事業所・施設関係依頼によって調査した群た。その後、対象者に調査項目を記した質問紙をと家族教室参加者群の 2 群間において EASFCD

配布し、質問紙の返送をもって同意を得たものと総得点および EASFCD 各因子に有意差はみられした。また、筆者が実施している家族介護教室になかった。

参加した対象者に対しては、口頭および文書にて、調査の目的、個人情報保護の方針、研究参加

3．主介護者続柄別エンパワーメント（表 3）の自由（回答の任意性や回答をしない場合においEASFCD 総 得 点 は、 嫁 が 最 も 低 い 得 点 で あても不利益とならない等）について説明を行い、り、他の主介護者続柄すべてと有意差を認めた

同意が得られたものを対象とした。

（p<0.05）。因子別では【因子 1：介護の否定的感
情】において夫に比し、嫁が有意に低い得点であり（p<0.01）、【因子 3：介護に対する意識・結果・

結 果

期待】では妻に比し、嫁が有意に低い得点であっ居宅介護支援事業所 3 か所、通所介護 3 か所、た（p<0.01）。

通所リハビリテーション 4 か所は 10 名ずつ計 100部配布した。回収数は 62 名（回収率 62％）、欠損

4．「主介護者年齢」「被介護者年齢」を共変量と値がないものは 59 名（有効回答率 59％）であっ

した主介護者続柄別エンパワーメント（表 4）た。病院（物忘れ外来）には 40 部配布し、回収数

基本情報にて有意差が見られた「主介護者年は 33 名（回収率 82.5％）、欠損値がないものは 30齢」「被介護者年齢」を調整した結果、各因子に名（有効回答率 72.5％）であった。家族介護教室でおいて有意差はみられなかったが、EASFCD 総は 20 部配布し、回収数は 20 名（回収率 100％）、

得点で、娘に比し、嫁の得点が有意に低かった

欠損値がないものは 19 名（有効回答率 95％）で（p<0.05）。

あった。全体では 160 名（協力施設 140 名、家族介護教室 20 名）に配布した質問紙のうち、回収数

考 察は 115 名（回収率 71.9％）、欠損値がないもの 108名となり（有効回答率 67.5％）、この 108 名を分析

1．主介護者および被介護者の基本情報（表 1）2017 年厚生労働省の国民生活基礎調査 17) にお対象とした。

ける続柄別の介護の担い手は、配偶者が 25.2％と最も多く、子 21.8％、子の配偶者 9.7％と続く。

1．主介護者および被介護者の基本情報（表 1）
続 柄 の 内 訳 は 夫 18 名（16.7％）、 妻 29 名

本研究の続柄別割合は配偶者 43.5%、子 47.2％、（26.9％）、息子 11 名（10.2％）、娘 40 名（37.0％）、

嫁 9.3％であったが、厚生労働省の調査には、他

嫁 10 名（9.3％）であった。主介護者の年齢にて、にも親族や別居中の家族、不詳などが残りの割合

続柄間で有意差を認め、夫に比し妻（p<0.05）、に含まれている。本研究の対象は別居家族や不詳

息 子 (p<0.01)、 娘 (p<0.001)、 嫁 (p<0.001) が 有の主介護者を除外しており、そのうえで、続柄別意に低かった。また、妻に比し娘（p<0.001）、嫁の介護の担い手の順は厚生労働省の調査と一致し（p<0.001）が有意に低く、息子に比し嫁（p<0.05）ている。したがって、本研究の対象は一般的な介が有意に低かった。

護の担い手の続柄割合を反映しているものといえる。

-61-

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表1 主介護者および被介護者の基本情報

表 1 主介護者および被介護者の基本情報
被介護者から見た続柄
p値 §

項 目

総人数（人）

†

総数

夫

妻

息子

娘

嫁

108

18(16.7)

29(26.9)

11(10.2)

40(37.0)10(9.3)-57.2±7.3

54.7±8.9

***

***
*
64.8±11.8

主介護者年齢（歳）‡77.8±7.8*****70.4±11.1

65.4±5.4*******
主介護者性別†男性

29(26.9)

女性

79(73.1)

18(16.7)

11(10.2)
29(26.9)*
被介護者年齢（歳）81.8±9.8‡76.8±6.610(9.3)85.4±5.787.1±5.7

-

**

**

73.7±8.640(37.0)87.0±14.7

***

***
***
***
被介護者性別†男性

45(41.7)

029(26.9)4(3.7)

10(9.3)2(1.9)

女性

63(58.3)

18(16.7)

07(6.5)

30(27.7)8(7.4)

2.9(1.2)

2.9(1.5)

2.4(0.6)

3.2(1.4)

3.0(1.1)

3.6(1.3)

n.s.

44.8(43.9)

31.8(31.5)

45.4(40.6)

44.3(36.4)

44.8(43.2)

67.9(75.2)

n.s.

42.1(10.1)

43.8(11.3)

41.3(10.2)

40.4(39.5)

43.6(10.1)

38.0(10.1)

n.s.

有

90(83.3)

14(13.0)23(21.3)10(9.3)33(30.6)10(9.3)

無18(16.7)4(3.7)

6(5.6)

1(0.9)

7(6.4)

0(0)17.4(8.9)

14.6(6.4)

16.5(10.1)

20.7(8.2)

17.6(8.4)

20.3(11.1)

-

同居人数

‡

※主介護者含む介護期間 （月）‡

1週間あたりの介護時間（時）サービス利用の有無

‡

†

n.s.

DBD13総得点（点）‡§*p<0.05， **p ＜ 0.01， *** p ＜ 0.001， n.s. ： not signiﬁcant， - ： 検定を実施せず*p<0.05， **p＜0.01， *** p＜0.001， n.s.：not significant， -：検定を実施せず† ・ ・ ・ 総人数， 性別， サービス利用の有無は数（%) で表記．

‡ ・ ・ ・ 主介護者年齢， 被介護者年齢， 同居人数， 介護期間， 1 週間当たりの介護時間， DBD13 総得点は平均 ( 標準偏差 ) で表記．

†・・・総人数，性別，サービス利用の有無は数（%)で表記．

§ ・ ・ ・ 主介護者年齢， 被介護者年齢， 同居人数， 介護期間， 1 週間あたりの介護時間， DBD13 総得点は一元配置分析にて p 値を算出

‡・・・主介護者年齢，被介護者年齢，同居人数，介護期間，1週間当たりの介護時間，DBD13総得点は平均(標準偏差)で表記．
（分析後は Bonferroni 法による多重比較を実施）． サービス利用の有無はχ 2 検定により p 値を算出．
§ ・・・主介護者年齢，被介護者年齢，同居人数，介護期間，1週間あたりの介護時間，DBD13総得点は一元配置分析にてp値を算出（分析後はBonferroni法による多重比較を実施）．サービス利用の有無はχ2検定によりp値を算出．

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n.s.

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表2 リクルート別エンパワーメント

表 2 リクルート別エンパワーメント
介護事業所，施設等依頼(n=88)

家族介護教室参加者（n=20)

p値

87.8(12.1)

88.2(10.6)

0.88

因子1：介護の否定的感情

17.7(5.0)

19.5(4.9)

0.16

因子2：介護の知識・技術に関する自己効力感

13.6(2.8)

12.1(3,1)

0.07

因子3：介護に対する意識・結果・期待22.2(3.4)

22.7(2.4)

0.45

因子4：介護への肯定的感情

10.7(3.2)

10.5(2.8)

0.79

因子5：被介護者との関係性

11.6(2.3)

12.0(2.0)0.57

因子6：相談相手の有無と情動的サポート

12.0(2.4)

11.5(2.8)

0.50

EASFCD総得点（点）表3 主介護者続柄別エンパワーメント

表 3 主介護者続柄別エンパワーメント

単位単位：(点)： （点）被介護者から見た続柄
p値 §

項 目
夫(n=18)

総数(108)妻(n=29)息子(n=11)娘(n=40)嫁(n=10)***EASFCD総得点

87.8(11.9)

92.1(10.2)

88.2(12.5)

88.9(11.0)*

88.2(11.0)

75.4(10.9)***
因子1：介護の否定的感情

18.0(4.9)

21.3(4.5)

17.6(5.9)

18.6(2.7)

17.9(4.0)

13.5(5.1)**

因子2：介護の知識・技術に関する自己効力感

13.3(2.9)

13.0(2.4)

13.5(2.9)

13.3(3.2)

13.6(3.1)

12.2(2.6)n.s.

*
因子3：介護に対する意識・結果・期待22.2(3.3)

22.3(2.9)

23.3(3.6)

22.9(2.9)

22.1(3.1)

19.7(3.1)*

因子4：介護への肯定的感情

10.7(3.1)

11.4(3.1)

10.4(3.2)

11.6(2.7)

10.9(2.9)

8.5(3.6)n.s.

因子5：被介護者との関係性

11.7(2.2)

11.9(2.5)

11.6(2.3)

12.2(2.0)

11.9(1.8)

10.2(2.5)n.s.

因子6：相談相手の有無と情動的サポート

11.8(2.5)

12.1(2.1)

11.9(2.9)

11.3(2.2)

11.9(2.4)

11.9(2.5)n.s.

*p ＜ 0.05， **p ＜ 0.01

*p＜0.05，**p＜0.01

総得点， 各因子は平均（標準偏差）で表記．
§ ・ ・ ・ 一元配置分散分析にて p 値を算出（分析後は Bonferroni 法による多重比較を実施）．

総得点，各因子は平均（標準偏差）で表記．

§・・・一元配置分析にてp値を算出（分析後はBonferroni法による多重比較を実施）．

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表 4 「主介護者年齢」 「被介護者年齢」 を共変量とした主介護者続柄別エンパワーメント
単位単位：(点)： （点）表4 「主介護者年齢」「被介護者年齢」を共変量とした主介護者続柄別エンパワーメント
被介護者から見た続柄

p値 §

項 目
夫(n=18)妻(n=29)息子(n=11)娘(n=40)嫁(n=10)*EASFCD総得点（点）90.3(4.7)

85.8(3.5)

87.2(3.5)

90.4(2.9)

75.9(4.9)*

因子1：介護の否定的感情

20.6(2.1)

16.6(1.5)

18.8(1.5)

18.8(1.2)

13.7(2.1)n.s.

因子2：介護の知識・技術に関する自己効力感

13.3(1.2)

13.4(0.9)

12.5(0.9)

13.7(0.8)12.2±1.3

n.s.

因子3：介護に対する意識・結果・期待20.9(1.3)

22.6(1.0)

22.4(1.0)

22.6(0.8)

20.3(1.4)n.s.

因子4：介護への肯定的感情

11.2(1.3)

10.0(0.9)

10.8(0.9)

11.1(0.8)

8.5(1.3)n.s.

因子5：被介護者との関係性

11.1(0.9)

11.4(0.7)

11.7(0.7)

11.9(0.6)

10.1(0.9)n.s.

因子6：相談相手の有無と情動的サポート

13.1(1.0)

11.6(0.8)

10.8(0.8)

12.1(0.6)

11.1(1.1)

n.s.

*p ＜ 0.05*p＜0.05

総得点， 各因子は推定周辺平均値（標準誤差）で表記．
§ ・総得点，各因子は推定周辺平均値（標準誤差）で表記．
・ ・ 「主介護者年齢」 「被介護者年齢」 を共変量とした共分散分析を実施（分析後は， Bonferroni 法による多重比較を実施）．

§・・・「主介護者年齢」「被介護者年齢」を共変量とした共分散分析を実施（分析後は，Bonferroni法による多重比較を実施）．

2．主介護者続柄別エンパワーメント（表 3・表 4）4）。その結果、【因子 1：介護の否定的感情】【因全体のエンパワーメントは嫁が最も低く、他

子 3：介護に対する意識・結果・期待】は調整後のすべての続柄に比べてパワーレスネスな状態に有意差が見られなくなった。これらの因子は主であることが示唆された。嫁は配偶者と比較し介護者、被介護者の年齢という属性の影響も受け

8)て、情緒的に不安定で 、主観的ストレスにおい18)

るのではないかと考えられる。EASFCD 総得点て娘や配偶者より高いという報告もある 。またにおいても、嫁と娘以外の続柄間では調整後に有Sugihara ら

意差はみられなくなった。嫁と娘の間は調整前と19)

は、嫁の情緒的消耗が夫や息子よ7)

り有意に悪化したこと、石川ら は介護における9)

変わらず、嫁の得点が有意に低かったが、娘と嫁

自己達成感では嫁が一番低いこと、新鞍ら は、の間では、もともと主介護者年齢、被介護者年齢

介護肯定感を示す介護状況への充足感では嫁が一に有意差がなかったことから、これらを調整した

番低かったことを報告している。本研究においてとしても、両者のエンパワーメントの差異への影も、先行研究同様に嫁の介護への否定的感情が強響は少なかったものと思われる。一方で、調整後く、介護意識や肯定的側面も低いことが示唆されの娘の平均値に着目すると、夫と同じくらいエンており、このことが、全体のエンパワーメントに

パワーメントは高くなっていた。鈴木ら 20) は、

影響し、他続柄と比較して有意に低い結果になっ長女において「世話になったから」などの互恵性たと考える（表 3）。

が介護の意味付けにつながっていること、山本 21)

これらの比較に際し、基本情報では「主介護は娘を対象としたインタビューで、親への愛着が者年齢」「被介護者年齢」において、複数の続柄

介護の動機づけになっている可能性について報告

間に有意差が見られている（表 1）。この属性の差している。また、和気 22）は、娘は他続柄と比較

異も、エンパワーメントに影響すると考えたた

して、状況に応じた介護実践に長けている特性がめ、これらを共変量として調整し、分析をした（表あることを報告している。以上を鑑みると、娘が-64-

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もつ互恵性や愛情が介護への動機づけへとつながり、介護への対処方略を高め、エンパワーメント

結 語に影響していることも推察される。
続柄別エンパワーメントの特性について考察し3．因子別エンパワーメント（表 3）た。引用した先行研究は必ずしも認知症介護に特因子別で有意差が出たものは、【因子 1：介護化したものではないが、嫁の介護への否定的感情の否定的感情】【因子 3：介護に対する意識・結果・が強いことについて、本研究は先行研究と同様の期待】であった。【因子 1：介護の否定的感情】は、結果を示している。これは、血縁関係や、家族内夫と比較して、嫁の否定的感情が強いことを示しの立場・役割を考えると当然の結果かもしれなていた。直接的な血縁関係がない嫁は、愛情や絆い。本研究では、その嫁と対比して、夫や妻の介20)という強い情緒的結びつきが得られにくい 。こ護に対する意識、娘の被介護者への思いを背景とのことから、元来、嫁は他続柄に比べて、介護へしたエンパワーメントの特性が検証できた。このの受容も低く20,22)、「息子の嫁」という理由と、ことは、介護負担感や介護肯定感などを分析対象場合によっては家父長制に基づく「介護は嫁（女としている先行研究とは一線を画す新たな知見と性）の仕事」という内在化された考え方から、養いえる。続柄間での特性を明らかにすることで、父母の介護を仕方なく引き受けるという状況も考より介護者の立場や心情を理解し、課題や問題点23)えられる。一方、夫について、Corcoran は介を見出し、支援の方策につながればと考える。

護者が夫である場合、介護を仕事としてとらえる傾向があると報告している。また、上城ら 24) は研究の限界と課題

質的研究にて、被介護者である妻への愛情に基づいた夫の介護への使命感について考察している。

本研究の対象は協力可能な施設に依頼しておこのような特性から、長年連れ添った妻への愛情

り、かつ協力施設の指定人数に合わせて質問紙をを、一種の任務として置き換えることで、否定的配布している。そこで、職員が採択基準・除外基

感情を緩衝し、情緒的消耗を低くしている可能性

準に該当する対象者の中から任意に選んでいるこがある。これらのことから、【因子 1：介護の否とから選択バイアスが生じている可能性がある。

定的感情】において、夫と嫁の間に有意差が見ら

また、今回参考とした先行研究では、被介護者でれたのは妥当な結果と考える。

ある認知症の重症度や病型に関する調査にばらつ【因子 3：介護に対する意識・結果・期待】では、きがあり、不十分であることも多く、本研究も認妻と比較して嫁の得点が有意に低かった。因子 3知症の重症度や病型まで調査ができていない。一は主介護者が被介護者のより良い反応を引き出す

貫した知見を出すためには、これらの要因を可能ための意識である。妻は女性介護者の中でも、「妻

な限りコントロールしたうえで、家族介護者の心20)の務め」として介護への受容が高く 、介護にお6)

理状態について検討する必要がある。さらに、経ける自己成長感が他続柄と比較して高い という済状況が介護負担感におよぼす影響について言及報告も存在する。このことから、妻は介護を義務している報告もあり 9)、近年では育児と介護のダとして受容し、かつ介護を自己成長として意味付

ブルケアの問題 25) も報告されているが、本研究けしながら介護への意識を高めているのではないにおいては、これらの要因については吟味されてかと考える。嫁は前述のとおり、介護の否定的感いない。他にも協力した施設の性格上、被介護者

情が強いことから介護への意味を見出しづらいこの身体機能、ADL 自立度、服薬状況など詳細のとが予想され、その結果として、妻と嫁との間に評価が困難であった。これらも主介護者のエンパ有意差を示したものと考える。

ワーメントに影響をおよぼす要因となりえるが、本研究では調査ができていない。全体の対象者数も少なく、続柄別の人数に極端な差が出ている（嫁の人数が 10 人であること）ことも、分析の精度と-65-

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いう観点から研究の限界となった。
以上より、今後は、十分な対象者数を確保した
うえで被介護者の詳細な評価、家族の生活状況など調査を重ね、支援に向けた知見を得ることが課題となる。
COI：本研究に関して、開示すべき利益相反関連事項はない。
謝辞：本研究にご協力いただきました家族主介護者の皆様に心より感謝申し上げます。

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