J Rehabil Health Sci 2015; 13: 7-16
Ⓒ 2015 Osaka Prefecture University

速Journal of Rehabilitation and Health Sciences
Online ISSN 2185-8004

報

1 年間の訪問リハビリテーションが老年期のクライアントの心身機能に及ぼす効果
今西美由紀†１，石浦佑一１，友久久雄２，日垣一男３

大阪府立大学大学院総合リハビリテーション学研究科博士後期課程，大阪府羽曳野市はびきの3丁目7番30号
京都大学医学部付属病院，京都府京都市左京区聖護院川原町54３大阪府立大学地域保健学域総合リハビリテーション学類作業療法学専攻，大阪府羽曳野市はびきの3丁目7番30号
１２

受付：2015年7月7日，受理：2015年11月30日

The effect of one-year visiting rehabilitation on the psychosomatic mechanismof aged clients
Miyuki Imanishi,†１ Yuichi Ishiura,１ Hisao Tomohisa２ and Kazuo Higaki３
１

Research Institute of Rehabilitation Science, Osaka Prefecture University, Habikino3-7-3, Habikino, Osaka, 583-8555, Japan;
Department of Psychiatry, Kyoto University Hospital, Shogoin-Kawaracho 54, Sakyo-ku, Kyoto, 606-8507, Japan;
３
Department of Community Health, Osaka Prefecture University, Habikino3-7-3, Habikino, Osaka, 583-8555, Japan.
２

Received 7 July, 2015; accepted 30 November, 2015

The purpose of this study was to verify the effect of visiting rehabilitation on QOL (quality of life) andADL (activity of daily living) of aged clients. We divided clients having home care service into two groups;
clients with rehabilitation and clients without rehabilitation, and surveyed QOL and ADL approximately every 3 months for a year. The PGC Morale Scale was used to evaluate QOL and FIM was used to evaluate
ADL.
As a result, QOL and ADL of clients with the rehabilitation group showed significant improvement in ayear. On the other hand, though QOL of clients without rehabilitation showed mild improvement after 9months passed, little improvement was shown in other periods. As for ADL, there was no significant change.
As stated above, it is suggested that visiting rehabilitation has some possibility to improve ADL and QOLof aged clients.
Key words : visiting rehabilitation（訪問リハビリテーション）; aged people（高齢者）; QOL（QOL）; ADL（ADL）

１

はじめにい，医療機関からの早期退院を促し，地域支援型サービス

内閣府が発表した「高齢社会白書（2012年版）」によれば，1へシフトするという方針を示してきた．超高齢社会を迎え日本の65歳以上の高齢者人口は2,975万人で過去最高と2は，「いた本邦における医療の役割について中村（2013）なった．また内閣府は，今後も高齢者人口が増加し，2060かに治すか，いかに日常生活の維持のための手助けをする

年には高齢化率が 39.9％ に達すると推計している．つまか，いかに死の看取りをするか」の 3 つを挙げている．

り，2.5人に 1 人が65歳以上という計算になる．

リハビリテーションについて言えば，病気や障がいを「治そのような時代背景の中で，2001年に施行された介護保す」ことは難しいかもしれないが，クライアント自身が人険法では，地域における介護サービスの充実を掲げてきた．

生の質すなわち quality of life（QOL）を維持，向上させ，またリハビリテーションに関しても，診療報酬の改定に伴日常生活活動すなわち activity of daily living（ADL）を取り戻すための支援の役割が求められている（Imanishi et al.,

連絡著者

†

E-mail: miyuki726@kcn.jp2015）3．

8

これまで訪問リハビリテーションの有用性に関しては，リハビリテーションを受療している者である．一方，「非治療プログラムの比較検証（大塚・吉川，2010）や，評価リハビリ群」は，訪問による看護または介護サービスは受法の検討（澁谷・村田，2007）， 3 ヵ月間の継続的訪問リけているが，訪問リハビリテーション自体は受けていない

ハビリテーションによる身体機能への効果（Kawagoe, et者である．

45al., 2009）などの報告がなされている．しかし，訪問リハインフォームドコンセントについては，まず研究代表者

ビリテーションによる長期間の継続的支援が，老年期のクが調査協力の許可が得られた各訪問ケアステーションの代ライアントの心身機能に及ぼした効果に関して報告された

表者に調査目的等を説明した．その後，各ステーションの研究は非常に少ない．

訪問スタッフが，代表者から受けた説明内容を踏まえて，

6

そこで本研究では，訪問リハビリテーションによる 1 年間の継続的支援が，老年期のクライアントの QOL と ADLに及ぼした効果を検証することを目的とする．

調査協力者に調査目的を説明した．さらに，調査協力者から書面にて同意を得たうえで調査を実施した．
なお本研究は，大阪府立大学研究倫理委員会から正式な倫理的承認を得た（2012-OT-17）．

２

方法

2.3

2.1

研究デザイン

2.3.1

データ収集方法
データ収集期間・評価指標

本研究では，クライアントが在宅でのケアサービスの利調査は，2013年 5 月から2014年 5 月の12ヵ月間にわたっ用を開始してから，その心身機能の状況変化を検討するたて実施した．調査終了まで約 3 ヵ月（90±10日）ごとに調査めの縦断調査による探索的研究を採択した．

協力者の自宅にて，QOL 及び ADL の測定・評価を行った．

2.2

調査協力者

調査の実施に際して，まず，京都府，大阪府，奈良県にQOL の評価指標には，「改訂版 Morale Scale（以下，改8が，訂版 PGC スケール）」を用いた．これは，Lawton（1975）

位置する訪問ケアステーションのなかから，研究代表者が主観的幸福感の測定を目的として開発した Philadelphia

訪問可能な圏内に位置し，かつ調査協力の許可が得られた

Geriatric Center Morale Scale（PGC Morale Scale）を，前田12ヵ所を選定した．これら訪問ケアステーションには，そ9が邦訳のうえ作成した評価指標である．
ら（1979）

れぞれ内訳は異なるが介護士，看護師のほか，理学療法士，今日まで多くの指標が開発されているが，改訂版 PGC

作業療法士などの専門職が勤務しており，それぞれの専門スケールは最も多く使用され，本邦でも広く使用されてい性を活かして，自宅療養中の高齢者に，訪問による介護・る．改訂版 PGC スケールは17の質問項目により構成され，医療サービスを提供している．

スコアが高いほど QOL が高いと判断される．また施設や次に，各訪問ケアステーションが提供する訪問ケアサー

自宅で生活する高齢者に対しても妥当性が確認されているビスを利用しているクライアントのなかから調査協力者（古谷野, 1996）10．以上の事情から，本研究では，改訂版200名を選定した．つまり，調査協力者はクライアントのPGC スケールを使用した．

一部ということになる．本研究では，便宜上，特にことわ

ADL の測定指標には，Functional Independence Measure

りのない限り，一般的に訪問ケアサービスを受けている者，（FIM）を用いた．FIM は，ADL の評価尺度の一つで，運言い換えれば訪問ケアステーションのスタッフらがサービ動機能及び認知機能を18項目 7 段階で評価し，スコアが高スを提供している対象全般を「クライアント」と呼び，クいほど ADL が高いと判断される．主にリハビリテーショ

ライアントのうち本研究の調査に参加した者を「調査協力ンの臨床現場で，国内外を問わず広く使用されている．

者」と呼ぶ．

2.3.2

測定方法

調査協力者については，まず全身状態が安定し，コミュ測定に際し，まず，調査協力者の背景を把握するため，ニケーション能力や認知機能に大きな支障がないことを確

年齢，性別，要介護度，傷病名，教育年数，治療経過，職認するため，各クライアントの状態を評価した．手順とし業歴，趣味，信仰，家族構成について聴取し，各自の調査て は，Mini Mental State Examination（MMSE）（Folstein,票を作成した．

1975）を用いて認知機能を検査し，24点以下のクライアン
7

トは，調査協力者から除外した．

改訂版 PGC スケールについては，原則，質問紙の記入は，調査協力者自らが行い，FIM については作業療法士

また，調査協力者（200名）を選定する際，「リハビリ群」等のリハビリテーションの専門職種で評価した．ただし，と「非リハビリ群」を各100名ずつ含むようにした．「リハ家族，友人，あるいは専門家の助けを借りた場合は，そのビリ群」とは，上記訪問ケアステーションに加入している

旨，報告を受けた．

クライアントのうち，作業療法士や理学療法士による訪問

なお，調査開始後に，入院等により調査が実施できなかっ9たり，調査項目に対して記入漏れが認められた場合は，調反復測定分散分析においては偏イータ 2 乗（partialη2）を，査を中止し，データを「欠落（missing）」扱いとした．

また，下位検定の「経過ごとの比較群の検定」においては2.4

分析方法

t 検定の効果量（d）を，そして下位検定の「比較群ごとの経時的に収集したデータは，「リハビリ群」「非リハビリ経過の検定」においては，対応のあるt検定の効果量（dz）群」の 2 グループに分けるとともに，データを収集した時をそれぞれ効果量として算出した．偏イータ 2 乗は，計算点（経過）にも着目して次の条件で分析した．

式 “SSefect /（SSefffect＋SSerror）” で算出した．

調査協力者の属性の検討のため，次の統計的解析を行っt 検定の場合の効果量（d）は，計算式「（リハビリ群の平た．Shapiro-Wilk 検定にて正規性の分析を行い，「リハビ均−非リハビリ群の平均）/√（（リハビリ群の標準偏差2＋リ群」及び「非リハビリ群」の各要因の比較検討では，非リハビリ群の標準偏差2）/2）」で算出した．
対応のある t 検定の場合の効果量（dz）は計算式「t 検定Mann-Whitney の U 検定を用いた．
また，PGC と FIM の 2 変数間の相関分析については，Spearman の順位相関係数を求め，有意性の検定も行った．の効果量（d）/√（2（1ー対応のあるデータの相関係数））」で算出した．
効果量の算出には，計算ソフト「G*Power ver.3.1（ハイ

趣味の有無については，chi-square test: を行った．
改訂版 PGC スケールのスコア（以下，PGC スコア）及ンリッヒ・ハイネ大学デュッセルドルフ校提供）」を用いた．

び FIM スコアのデータ分布については，パラメトリック

なお，有意性の判定については，一律有意水準 5 ％を基を仮定して，解析を実施した．

準として判定した．

まず，PGC スコア及び FIM スコアの要因分析について
は，PGC スコア・FIM スコアをそれぞれ指標として，デー３

結果

タに被験者の「対応がある要因（経過）」と「対応がない3.1

調査協力者の属性要因（比較群）」を含む 2 要因の反復測定分散分析（Repeated

調査協力者200名の調査開始時の年齢は，64歳から84歳

Measure ANOVA）を用いて解析し，比較群及び経過の主で，平均年齢は，78.13±5.1，教育年数は 10.95±2.3 であっ効果と交互作用の有無を検討した．また，分散分析は，一た．また，PGC スコアは 9.09±2.6，FIM スコアは 84.73

般線形モデル（GLM）による分散分析モデルとして実施±20.4 であった．調査協力者のその他の属性については，した．

Table 1 にまとめた．

分散の等質性の検討には，Mauchly の球面性検定を用いリハビリ群と非リハビリ群の 2 群間で差が認められたのた．分散が等質の場合は自由度は修正しなかった．非等質は「趣味の有無」及び「FIM スコア」 2 項目で，「趣味のの場合は Huynh-Feldt のε修正を用いて自由度を修正した．

有無」においては chi-square test: p＝0.023，FIM スコアに分散分析の下位検定（主効果の比較）において，経過及おいては Mann-Whitney U test: Z＝−2.254，P＝0.024 であっび比較群については推定周辺平均に基づいたペアごとの比た．それ以外の項目については 2 群の分布に有意差は認め較を行った．また検定の多重性を考慮し，多重比較法としられなかった.て Bonferroni 法を用いて有意確率 P 及び信頼区間の調整

なお，リハビリ群100名のうち26名，及び非リハビリ群を行った．また分散分析の下位検定（単純主効果の検定）のうち38名の計64名は，調査開始後 1 年以内に自宅療養のにおいては，①経過ごとの比較群の検定，②比較群ごとの継続が不能となった．中断理由は，入院が 53％，老人ホー経過の検定，のパターンで検討した．これら二つのパター

ムへの入所が 17％，遠方の家族宅への転居が 14％，死亡ンについては，推定周辺平均に基づいたペアごとの比較をが 9 ％，その他が 7 ％であった．以上の理由から，調査協行った．これらについても検定の多重性を考慮し，多重比力者は最終的に136名となった．ただし，それぞれ，調査較法として Bonferroni 法による有意確率 P 及び信頼区間協力者が調査継続不能となった時期が一定でないことかの調整を行った．

ら，属性の分析対象は，調査開始時の200名を対象としてPGC スコア及び FIM スコアについて，調査開始時から3 ヵ月ごとの変化について効果量（effect size）を算出した．

いる．
3.2

PGC スコアの解析結果

効果量に関しては G*Power ver.3.1 を用いて，対応のある分散分析の前提条件となる分散の等質性の検定（Mauchlyt 検定（Paired t-test）の場合の d（効果量）を算出した．の球面性検定）を行ったところ，経過ごとの分散の等質性（Cohen（1988） の示唆は対応の無い t 検定の場合の d（効が棄却された（Table 2）．そのため，次の分散分析では果量）であるため，今回は対応ありの場合の効果量の算出

Huynh-Feldt のε修正法により自由度の修正をして解析を式を用いた）．

行った．

11

10

Table 1

Table 2

調査開始時の調査協力者の属性等質性の検定（Mauchly の球面性検定）

反復分散分析の結果，「経過」「比較群」の主効果及び交互作用（経過×比較群）は，以下のとおりとなった．

＝14.986，p＝0.000（p＜0.001）で有意になっていることか
ら，経過と比較群の間で相乗効果が働いていることが分被験者内効果の検定（Table 3）においては，主効果とかったため，経過の主効果を一旦保留し，下位検定（単純して経過は，F（3,458）＝5.561，p＝0.001（p ＜ 0.001）で有主効果の検定）として，「②比較群ごとの経過の検定」を意になった．しかし，交互作用（経過×比較群）も，F（3,458）

行った．

11Fig. 1

Table 3

被験者内効果の検定

Table 4

被験者間効果の検定

PGC スコアの推定周辺平均の推移

被験者間効果の検定（Table 4）においては，主効果とPGC スコアの平均値が有意に高いことが分かった．すな

して比較群は F（1,134）＝6.196，p＝0.014（p ＜ 0.05）で有意

わち， 5 月， 8 月，11月という経過初期においてはリハビになった．しかし，先の被験者内効果の検定で交互作用（経リ群と非リハビリ群に差はないが，調査開始から 9 ヵ月が過×比較群）が有意になっていることから，比較群の主効経過した「 2 月」と「 1 年後」という経過後期においては果を一旦保留し，下位検定（単純主効果の検定）として，リハビリ群と非リハビリ群の PGC スコアの平均値の差が「①経過ごとの比較群の検定」を行うことにした．

開く傾向にあるということが明らかになった（Figure 1）．

2 要因の反復測定分散分析の効果量（partial η2）は，経過が 0.040，比較群が 0.044 であった．
また，分散分析の下位検定（単純主効果の検定）の結果，次のことが明らかになった．
まず，「①経過ごとの比較群の検定」においては，2 月（調査開始から 9 ヵ月後）と 1 年後のみ有意となり， 2 月と 1年後ともに，非リハビリ群と比較してリハビリ群の方が次に，「②比較群ごとの経過の検定」においては，リハビリ群では，「 5 月と 2 月」「 5 月と 1 年後」「 8 月と 2 月（ 9 ヵ月後）」「 8 月と 1 年後」「11月と 2 月（ 9 ヵ月後）」「11月と 1 年後」で有意となった．これにより， 5 月， 8月，11月 と い う 経 過 初 期 と 比 較 し て， 2 月 と 1 年 後 のPGC スコアの平均値が有意に高いことが分かった．
一方，非リハビリ群では，全ての時点間の組み合わせで12

Table 7

Table 5効果量（d）

Table 6効果量（dz）

等質性の検定（Mauchly の球面性検定）有意にならなかった．即ち，非リハビリ群においては，経（Table 5）．また，「②比較群ごとの経過の検定」におい

過による PGC スコアの変化はなく，リハビリ群においてては，リハビリ群で各経過月と 2 月及び 1 年後の比較におは 2 月と 1 年後の経過後期でリハビリ群の PGC スコアがいて効果量が大きくなる傾向にある．

上昇する傾向にあるということが明らかになった．

3.3

FIM スコアの解析結果

また，下位検定（単純主効果の検定）の効果量について分散分析の前提条件となる分散の等質性の検定（Mauchlyは，「①経過ごとの比較群の検定」においては，2 月（ 9 ヵの球面性検定）の結果，経過ごとの分散の等質性が棄却さ月後）と 1 年後で比較群の効果量が大きくなる傾向にあるれたため，次の分散分析では Huynh-Feldt のε修正法によ13Fig. 2

Table 8

被験者内効果の検定

Table 9

被験者間効果の検定

FIM スコアの推定周辺平均の推移り自由度の修正をして解析を行った．
反復測定分散分析の結果，経過，比較群の主効果及び交互作用（経過×比較群）は以下のとおりである．
被験者内効果の検定においては，主効果として経過はF（3,373）＝3.734, p＝0.013（p ＜ 0.05）で有意であった．しかし交互作用（経過×比較群）も F（3,373）＝68.022, p＝0.000

一旦保留し，下位検定（単純主効果の検定）として，「①経過ごとの比較群の検定」を行うことにした．
2 要因の反復測定分散分析の効果量（partial η2）は，経過が 0.027，比較群が 0.008 であった．
また，分散分析の下位検定（単純主効果の検定）の結果，次のことが明らかになった．

（p ＜ 0.001）で有意になっていることから，経過と比較群

まず，「①経過ごとの比較群の検定」においては， 8 月の間で相乗効果が働いていることが分かったため，経過ののみ有意となり，リハビリ群と比較して非リハビリ群の方主効果を一旦保留し，下位検定（単純主効果の検定）としが FIM スコアの平均値が有意に高いことが分かった．て，「②比較群ごとの経過の検定」を行うことにした．

「②比較群ごとの経過の検定」においては，リハビリ群被験者間効果の検定においては，主効果として比較群は，では， 5 月と11月のペア比較を除き， 5 月＞ 8 月， 5 月＜

F（1,134）＝1.046, p＝0.308（p ≧ 0.05）で有意にはならなかっ

2 月， 5 月＜ 1 年後， 8 月＜11月， 8 月＜ 2 月， 8 月＜ 1た．しかし，先の被験者内効果の検定で交互作用（経過×年後，11月＜ 2 月，11月＜ 1 年後， 2 月＜ 1 年後のペアで比較群）が有意になっていることから，比較群の主効果を有意になった．すなわち， 8 月時点での FIM スコアが最14

Table 10

経過ごとの比較群間の効果量（d）

Table 11

経過時点間の効果量（dz）も低く，経過が進むにつれて FIM スコアが上昇する傾向る傾向にあることが明らかになった．にあることが明らかになった．

４考察

4.1

リハビリ群と非リハビリ群の差

一方，非リハビリ群では，5 月と 8 月のペア比較を除き，5 月＞11月， 5 月＞ 2 月， 5 月＞ 1 年後， 8 月＞11月， 8

本研究では，調査協力者をリハビリ群と非リハビリ群と月＞ 2 月， 8 月＞ 1 年後，11月＞ 2 月，11月＞ 1 年後， 2いう 2 つのグループに分けるとともに，データ収集時点（経月＞ 1 年後のペアで有意になった．すなわち，経過が進む過）に着目した分析を行った．ただし，Table 1 からもわにつれて FIM スコアが低下する傾向にあるということにかるように，性別，要介護度，疾病分類など，属性に関しなる．てはそのほとんどにおいて大きな差異は認められない．

下位検定（単純主効果の検定）の効果量については，「①

しかし，QOL の指標となる PGC スコア及び，ADL の経過ごとの比較群の検定」においては， 8 月で比較群間の指標となる FIM スコアにおいては，次のような差異が認効果量が最も大きい結果になった．また，「②比較群ごとめられた．の経過の検定」においては，リハビリ群と非リハビリ群とまず，PGC スコアについては，すでに述べたように，もに，経過が進むにつれて経過時点間の効果量も大きくな

リハビリ群においては調査開始後 9 ヵ月後（ 2 月）と 1 年

15後という経過後期において PGC スコアの平均値が非リハ

ト自身が戸惑い，ストレスを感じる場面が数多く存在する．

ビリ群よりも有意に高いことが明らかになった．一方，非例えば，病院のリハビリテーション室や病室では，それほリハビリ群は， 5 月，8 月，11月，2 月，1 年後と 5 回の経

ど無理をせずにこなせていた日常動作も，一般家庭という過時点を通じて，PGC スコアはほぼ横ばいで推移してい環境下では，うまくできないこともありうる．

る．この結果を見る限り，少なくとも本研究の調査協力者

そうした場合，セラピストには，クライアントの心身のに関しては，リハビリ群，すなわち理学療法士や作業療法状況を把握して，物理的な環境整備を提案するとともに，士による訪問リハビリテーションの効果が表れたと言える．

クライアントの精神的なケアを行うための知識や技能等が1 年後で調査を終了しているため，明確には言えないが，求められる．

非リハビリ群の PGC スコア平均値にほとんど変化がみら

本研究では， 6 ヵ月後に若干の効果が認められるようにれないことから，両群の差は，時間が経過するにつれてさなり，さらに 9 ヵ月後，12ヵ月後と時間の経過とともにらに開くことも考えられる．つまり，リハビリ群についてADL が著しく向上した．この結果からは，QOL 同様，長は，時間が経過するほど QOL が向上すると考えられる．

期的な支援が有効であることが示唆される．ただし，リハ

また，FIM スコアの平均値は，非リハビリ群のほうがビリテーションの効果は短期的なものではなく，繰り返しリハビリ群に比べて有意に高かった．しかし，時間の経過や積み重ねが重要であるため，治療効果を向上させるには，に着目した場合，リハビリ群については FIM スコアの平セラピストとクライアントの間に良好な治療関係が構築さ均値が上昇する傾向がみられる一方，非リハビリ群では低れていることが必要である（今西，2009）12．

下する傾向にあることが明らかになった．つまり，もともリハビリテーションは，身体機能の回復や運動習慣を定と非リハビリ群のほうが ADL が高かったにもかかわらず，着させるための訓練というイメージが強い．しかし，在宅時間の経過とともに ADL が下がったことになる．一方，における臨床場面では，生活機能の支援のみならず，対人リハビリ群の ADL は時間の経過とともに上昇傾向がみら交流技能の向上や余暇活動の再開発などによる社会参加へれたことを勘案すれば，少なくとも調査協力者の非リハビの支援も重要な意味合いを持つ．そうした支援が，間接的リ群については，ADL 維持に向けて訪問リハビリテーショに QOL や ADL の向上につながることを，セラピストはンの必要性が示唆されたと言える．

クライアントから教わり続けている．セラピストは，そう

4.2

訪問リハビリテーションの有用性した「クライアントからの教え」を日々，受け止め，迅速リハビリ群の PGC スコアは結果的に上昇したが，上昇かつ継続的に訪問リハビリテーションのプログラムに還元が確認できたのは，調査開始から 9 ヵ月後以降であった．

することで，さらなるクライアントの QOL や ADL の向このことから，訪問リハビリテーションの QOL に対する上が期待できよう．

効果は確認されたものの，短期ではなく，少なくとも 9 ヵ月，次に非リハビリ群の PGC スコアは，有意な上昇がみらあるいはそれ以上の長期的継続支援によってもたらされるれず，調査期間中，ほとんど変化がないままであった．臨ことが示唆される．調査協力者の結果が，一般のクライア床現場でも，訪問介護や訪問看護においては，クライアンントに当てはまると仮定すれば，クライアントは短期的なトが受身的な立場であることが多い．そのため，この時期効果が見られないことで，挫折感をおぼえ，リハビリの継には，自分自身の生活を自分自身で決定できないことに対続を躊躇する可能性もある．そこで，セラピストとしてクする不満を示す語りがみられることも少なくない．鷲田

ライアントの QOL を向上させるには，短期的な状況にと

13
は「人は自分が生きる意味を確認しながらでな（2003）

らわれず，継続することで効果が得られる可能性が高いこ

いと生きられない存在」と述べ，人が生きるうえでの「意とを折に触れてクライアントに告げながら，根気強く寄り味づけ」を重視していることを指摘している．

添い続ける姿勢が求められると考える．

本研究では，PGC スコアが変化した具体的な理由までまたリハビリ群の ADL については，非リハビリ群よりは立ち入っていないが，ほとんど変化しなかったことを考も低かったにもかかわらず，時間の経過とともに上昇する

慮すれば，クライアントが不満を覚える要素が，非リハビ傾向がみられたが，調査開始 3 ヵ月後に，わずかながらもリ群には存在したことが推察される．

低下がみられた（Table 10）．これは，調査協力者が，在また非リハビリ群の ADL は，時間の経過とともに低下宅での生活にまだ慣れることができていない時期であったの一途をたどった．非リハビリ群は，看護師や介護士からため，と考えられる．

受動的なケアを受けることになり，自ら主体的に ADL を一般的に，クライアントが退院直後の場合，住宅改修や維持しなくても生活自体は可能ではある．そのため，積極生活リズムの再構築が必要となる．そのため，クライアン的に ADL 向上のための練習を行うリハビリ群とは，異な16る動きを示したと考えられる．

上げます．本当に有難うございました．

訪問リハビリテーションの現場では，導入の段階でクライアントに強い不安感が存在する場合には，一時的にセラピストが主導的な立場をとることもあるが，生活の主体はあくまでもクライアントと捉えている．セラピストは，そ文献
1 内閣府：高齢社会白書平成24年版(http://www8.cao.go.jp/kourei/whitepaper/w-2012のことを治療場面で様々な活動を通して伝え続け，最終的/zenbun/pdf/1s1s_1.pdf, 2013.7.2).には「協働」という治療関係を構築していくことが，治療

2 中村仁一（2013）「治る」ことをあきらめる「死の方の奏功機転となりうると考える．本研究の調査協力者を含上手」のすすめ，第 1 版，講談社，東京，pp. 24-46

め，訪問ケアステーションを利用するクライアントは，「か3 Imanishi. M., Tomohisa, H., Higaki. K. (2015) In-home

つての自分」には戻れないことが多い．しかし，そのこと

occupational therapy for a patient with stage IV lungを起点として，各クライアントなりに工夫することで，新cancer:changes in quality of life and analysis of causes.

たな生活のかたちを再獲得できるようになっていくのでは

Springer Plus, 4: 157.

ないだろうか．
一方，看護師や介護士によるケアは，クライアントが受動的な立場にならざるをえない場面も多い．調理や更衣や

4 大塚美幸，吉川ひろみ（2010）訪問作業療法における作業に焦点を当てたプログラムと機能訓練プログ
ラムの効果の比較．作業療法，29: 435-446.

入浴の練習をする必要はないが，食事や入浴などの生活時

5 澁谷隆一，村田和香（2007）訪問リハビリテーショ

間や，その活動様式を，看護師や介護士の訪問体制の都合ンにおける作業に関する自己評価・改訂版（OSA）のにあわせなければならないこともある．

有効性と作業療法の役割．北海道作業療法，24: 6-12.

もちろん，いずれの場合も，サービスを提供する側はク

6 Kawagoe, M. S. Kajiya, K. Mizushima (2009) Effect of

ライアントの立場を最大限に尊重していることに変わりはContinuous Home-Visit Rehabilitation on Functioning

ない．しかし，少なくとも，本研究の調査協力者について

of Discharged Frail Elderly, J. Phys. Ther. Sci. 21: 343-

は，リハビリ群ではより能動的な状況に置かれ，非リハビ

348.

リ群は受動的にならざるを得なかったのではないだろう

7 Folstein, M., Folstein, S.E., McHugh, P.R. (1975).

か．それもまた，この2群間に差異をもたらした要因の一“Mini-Mental State” a Practical Method for Grading theつとも考えられる．

Cognitive State of Patients for the Clinician. Journal ofPsychiatric Research, 12(3); 189-198.

５

結論
本研究では，訪問リハビリテーションによる 1 年間の継続的支援が，老年期のクライアントの QOL と ADL に及

8 Lawton. M. P.(1975) : The Philadelphia Geriatric Center Morale Scale. Journal of Gerontology, 42: 468-477.
9 前田大作，浅野仁，谷口和江（1979）老人の主観ぼした効果を検証した．その結果，リハビリ群と非リハビ的幸福感の研究，モラールスケールによる測定の試

リ群では，リハビリ群のほうに，QOL，ADL ともに向上

み．社会老年学，11: 15-31.

がみられた一方，非リハビリ群では，低下傾向がみられた．
これらの結果から，訪問リハビリテーションによる長期的な継続支援が，老年期のクライアントの QOL 及び ADLを向上させる可能性を秘めていることが示唆された．今後

10 古谷野亘：（1996）QOL などを測定するための測度（2）．老年精神医学雑誌，7: 431-441.
11 Cohen, J. (1988) Statistic Power Analysis for the Behavioral Sciences, Routledge, NY, 143-148.

は，本研究の精緻化に向けて，QOL と ADL に変化をもた

12 今西美由紀（2009）訪問リハビリテーションにおけらした具体的な要因に踏み込んだ研究を進める必要がある．

る老年期のクライアントからセラピストへの祖父母性（grandparenthood）の発現と生きることの質，作謝辞
研究調査への協力を快諾して下さいました皆様に心より深謝いたしますと共に，今後のご多幸を心よりお祈り申し

業療法，28: 157-166.
13 鷲田清一（2003）老いの空白．第 3 版，弘文堂，東京，
pp. 56-57