訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

表紙
タイトル：10～17 歳の青年の社会的、情緒的、行動的問題に対するマルチシステミック療法（キャンベル版）

レビューワ：Littell JH, Popa M, Forsythe B
日付
編集日：
2005 年 9 月 21 日
最終更新日（実質的変更を伴うもの）： 2005 年 8 月 23 日
最終更新日（微調整の変更によるもの）： 2005 年 9 月 21 日
次回予定日：
2006 年 3 月 1 日
プロトコル初回公表：
2004 年 2 号
レビュー初回公表：
2005 年 3 号

レビューワの連絡先：Julia H. Littell, PhD
Associate Professor
Graduate School of Social Work and Social Research
Bryn Mawr College
300 Airdale Road Bryn Mawr
Pennsylvania USA 19010-1697
Telephone 1: 1 610 520 2619
Facsimile: 1 610 520 2655
E-mail: jlittell@brynmawr.edu
URL: http://sswr.org/papers2004/521.htm

内部助成源：なし
外部助成源：Smith Richardson Foundation（アメリカ合衆国）
Institute for Evidence-Based Social Work (IMS)（スウェーデン）Nordic Campbell Center（デンマーク）

それぞれのレビューワの分担
JL（筆頭著者）がメタ分析を行い、本レビューを記した。BF は探索手法の考案と実施に当たって助力すると同時に、どの研究を含むか／含まないかの決定に参加した。MP はデータ抽出手続
きの仕方の発展・実施に当たって助力し、さらに、それぞれの研究のコード化を行い、データ分
析にも参加した。

謝辞
根気強い支援、素晴らしい示唆、そして編集補助をしてくれた Jane Dennis、探索手法において補助してくれた Eileen Brunt と Jo Abbott、本レビューでの参考文献の仕事（イギリス、ブリス
トルの CDPLPG 編集ベースのすべて）をしてくれた Julie Millener に謝意を表したい。

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

本レビューについての有用なコメントや示唆をくれた Julian Higgins、Geraldine Macdonald、Hannah Rothstein、Amanda Sowden、Jeff Valentine に謝意を表したい。本レビューは、（コクラン共同計画・キャンベル共同計画）合同の発達・心理社会・学習問題グループ(Cochrane
Collaboration and Campbell Collaboration Developmental, Psychosocial, and Learning
Problems Group, CDPLPG)、キャンベル共同計画刑事司法グループ(Campbell Collaboration
Crime and Justice Group)、キャンベル共同計画方法論グループ(Campbell Collaboration
Methods Group) を代表した 10 人の匿名の外部査読者から寄せられた批評により、改善することができた。また、本レビューに至るまでのバージョンについてコメントしてくれた Jim
Baumohl、Alison Cunningham、Scott Henggeler、Alan Leschied、Mark Lipsey、Rebecca
Maynard、Terje Ogden、Lauren Scher、Sonja Schoenwald、Haluk Soydan、Knut Sundell、Karin Tengvald、Kathleen Wells にも謝意を表したい。

利害についての起こりうる対立：知らない

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

新しい点
統計検出力（例えば効果の検出力）を上げるよう行われた新しい分析結果を報告する。母数モデ
ルはデータによく合致してはいないが、母数モデルの結果を報告している。その結果を踏まえて考察を展開した。
本レビューは、コクラン共同計画と共同登録され、コクランライブラリーの 2005 年 4 号に掲載される。

日付
プロトコル初回公表：
2004 年 2 号
レビュー初回公表：
2005 年 3 号
最終更新日（実質的変更を伴うもの）： 2005 年 8 月 23 日
最終更新日（微調整の変更によるもの）： 2005 年 9 月 21 日
レビューの再フォーマット日：//
新たな研究の有無を探し、見つからなかった日：//
新たな研究を見つけたものの、それを研究を含めるかまでは検討していない日：
新しい研究が見つかり、それを研究に含めるかを決めた日：//
レビューワによる結論部分の修正日：//
コメントや批評が加えられた日：//コメントや批評への返答を加えた日：
//

//

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

概要
アメリカ合衆国、カナダ、ノルウェーで行われた８つの無作為割付けされたマルチシステミック
療法(MST)の結果は、MST が他の支援と比較して有効であるとの結論を下すには時期尚早である
ことを示している。結果は、質や文脈が異なる研究間で、一致していない。全く治療をしていな
いものと比較した MST の効果についての情報はない。MST が悪い影響を持つということも実証されていない。

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

要約
背景
マルチシステミック療法(MST)は、社会的、情緒的、行動的問題を持つ青年の家族に対して行われる家庭を基点に置いた集中的な介入方法である。修士レベルのセラピストが、家族メンバーに、
問題行動に寄与すると考えられる個人的、家族的、環境的要因を特定化して、それを変えさせようとするものである。介入は、コミュニケーション、子育てスキル、友人関係、学業成績、社会ネットワークを改善させる取り組みを含むであろう。ほとんどの MST の試みはアメリカ合衆国のプログラム開発者によって行われてきた。すなわち、プログラム開発者以外が別個に施行したもので利用可能なものは１つのみであり、他は現在施行中である。

目的
青年やその家族にとって、家庭外配置措置（自宅以外で生活させる措置）、犯罪や非行、その他の
行動的、心理社会的アウトカムに対して、MST がどの程度影響力を有するかについて、偏りのない評価を提示すること。

探索手法
電子検索は、政府及び専門家のウェブサイトと同時に、1985 年から 2003 年 1 月までの文献デー
タベース（Cochrane Library、C2-SPECTR、PsycINFO、Science Direct、Sociological Abstractを含む）から行われた。論文の参考文献一覧を調査し、専門家に接触した。

選択基準
社会的、情緒的、行動的問題を持つ青年（10～17 歳）が、認可された MST プログラム、または他の条件（通常の支援、または代わりとなる処遇）に無作為に割付けられている研究。

データの収集と分析
２人のレビューワが、別々に 266 のタイトルと要約を検討し、95 の報告書の全文が集められ、35 の研究が特定化された。それらを本レビューの対象とするかどうかを検討するために、２人のレビューワが、別々に報告書を読み、その結果、8 研究が本レビューの対象としての適格性を有していることが明らかになった。２人のレビューワが、別々に、研究の質とそれらの研究から引き出されたデータを査定した。
研究間で有意な不均質性が認められた（χ²と I²を用いて査定）ので、これらの研究のデータをプールするためにランダム効果モデルを用いた。２値のアウトカムの分析にはオッズ比を用い、連続変数のアウトカムの分析には標準化平均差（standardized mean differences SMD）を用いた。小さい標本サイズのためには調整が行われた（Hedges g を使用）
。プールされた推定値は分散の逆数で重み付けされ(inverse variance methods)、95%の信頼区間が用いられた。

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

主な結果
最も厳密な（割付けた適格のケースすべてを解析対象とする）ITT 解析においては、家庭外配置
措置や逮捕または有罪判決において、MST と通常の支援との間に、有意差が見出されなかった。
様々な質のデータの研究をプールした結果は、MST を支持する傾向にあったものの、この相対効
果は 0 と有意に異なるわけではなかった。研究標本サイズが小さく、研究間で効果は一致していない。したがって、他の支援より MST が臨床的に有意に勝っているかどうかは明らかではない。

レビューワの結論
青年にとって、他の介入に比べて MST が有効であると決定づけるエビデンスはない。一方、MSTが悪い影響を持つことを示すエビデンスもない。

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

背景
マルチシステミック療法(MST)は、深刻な心理社会的、行動的問題を持つ青年の家族に対する多面的・短期的な家庭あるいは地域に基点を置いた介入方法である。社会生態理論や家族システム
理論に基づき、さらに青年の深刻な反社会的行動の原因調査や相関調査に基づき(Henggeler
1998, Henggeler 2002a)、MST は、複雑な心理社会的問題に焦点を当て、児童や青年の家庭外配置措置に代わるものとして提供されることが意図されている。
MST の概念的枠組みは、児童期や青年期における非行や他の心理社会的問題についての調査のレビューから、個人差、家族、学校、友人、隣人、地域社会の特性の影響が指摘されていることから引き出されている(Fraser 1997a, Henggeler 1998)。MST プログラムの開発者は、もし問題が多要因によって決定づけられているのであるならば、「効果的な介入とは、その青年の特性と同時に、その青年にとっての鍵となるシステムの特性をも考慮する必要があるため、かなり複雑なものとなる」と主張している(Henggeler 1995, p.116)。すなわち、MST は、行動を個人とその個人を取り巻く社会環境との相互作用の結果とみなす人間発達の社会生態理論(e.g. Bronfenbrenner1979)と同じとらえ方をしており、また、子供の行動はより複雑な家族の相互作用を反映しているとする家族システム理論(Haley 1976, Minuchin 1974)とも同じとらえ方をしている、と述べている。
MST の開発者たちが述べているように(Henggeler 1998)、MST では、家族全体に対して、期間限定の支援（4～6 ヶ月）を提供する「家族維持支援提供モデル」を用いている。治療チームは、プロのセラピストとクライシスケースワーカーから構成されており、彼らは、クリニカルサイコ
ロジストないし精神科医によってスーパーバイズされている。セラピストは、修士号ないし博士号を持つメンタルヘルスの専門家であり、一日 24 時間、週 7 日、プログラム参加者に関わることができるよう、担当件数が少なくされている。治療は、青年やその家族の必要性に応じるために個別に行われ、また、学校や友人グループを含む他の社会システムとの活動も含んでいる（それゆえ、マルチシステミックの名称を持つ）。治療においては、認知ないし行動の変化、コミュニ
ケーションスキル、子育てスキル、家族関係、友人関係、学業成績、社会ネットワーク等に焦点を当てることになるであろう。
MST の臨床的特徴は、子供の発達、家族の相互関係、家族メンバーの他の社会システムとの相互作用についての包括的な評価を含んでいることにある。家族メンバーとのインタビューは、通常、その家庭で行われる。家族メンバーから相談を受ける中で、セラピストは明確に定義された治療目標を定め、その目標を達成するために必要な課題を見つけ、それを家族メンバーに課し、少なくとも週に一度、時には毎日、その家庭で行われる規則的な家族会議で監視する。
MST に特有の介入技法があるわけではない。そうではなく、方略的家族療法、構造的家族療法、認知行動療法を含んだ「他の実践的で問題に焦点化した治療モデルを統合したもの」なのである(Henggeler 1995, p.121)。開発者たちは、「マルチシステミック療法は、その臨床的問題についての包括的概念化とその介入についての多面的特徴によって、他の介入と区別される」としている(Henggeler 1995, p.121)。
MSTプログラムは、MST Serviced, Incにより認可されている。(www.mstserviced.com参照)

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

再現性
北アメリカとヨーロッパには 250 以上の認可を受けた MST チームがあり、年間およそ 10,000の深刻な非行少年や非行以外の深刻な社会的、情動的、行動的問題を持つ青年に対して、MSTが行われている(Henggeler 2003a)。MST を忠実に再現しているかには、相当の注意が払われてきている(e.g. Henggeler 2002b, Schoenwald 2000b, Shoenwald 2001)。「MST の質は、課題志向的な現実場面でのスーパービジョン、妥当性のある手法で治療モデルを測定すること、5 日間のオリエンテーション訓練を含む MST スタッフすべてに対する集中的訓練、MST の専門家との毎週のケース相談、年 4 回の MST の後援者に対する訓練などによって担保されるメカニズムとなっている」(MST Services 2003)。

調査
MST についての調査のための資金は、1995 年の 5,000,000 ドル（US ドル）から 2000 年の18,000,000 ドル、2003 年の 35,000,000 ドルへと増加した(Henggeler 2003a)。さらに、2004 年
1 月、MST の開発者たちは、新たな研究補助金として 20,000,000 ドル受領したことを公表した(Henggeler 2004b)。MST Services Inc.によれば、MST の評価研究のため、少なくとも 15 の無作為割付け調査(RCTs)がなされており、そのうち 8 つの結果がすでに公表されているほか、さらに、多くの追加研究が進行中である(MST Services 2003)。これらの研究の大半は、MST の開発者によって、アメリカ合衆国の Medical University of South Carolina(MUSC)の Family
Services Research Center(FSRC)を拠点に、行われ、あるいは現在行われているところである。
以下に、MST 研究の詳細について記し、本レビューにそれらの研究を含めるかどうかの根拠を示すこととする。

これまでのレビュー
MST の介入効果については、犯罪少年に対する様々な介入(Lipsey 1998)、非行少年の家族療法(Latimer 2001)、行為障害と非行に対する家族と親の介入(Woolfenden 2002, Woolfenden 2004)
といった広範囲にわたった効果についてのメタ分析的レビューの中に含まれている。ただし、これらのレビューでは、MST 自体の有効性については言及していない。
Curtis とその同僚たち(Curtis 2004)は、MST プログラムの開発者たちによって行われた MSTの効果について公表されている研究を対象にしてメタ分析した結果を報告した。公表されていな
い研究や開発調査チームにより行われた研究は含めなかった。そのメタ分析では、虐待あるいはネグレクトを行う親、性犯の犯罪少年、暴力的で常態的な犯罪少年、薬物乱用の犯罪少年、精神障害を持つ青年の研究を含んでいた。3 つの研究は、統制条件として代わりとなる治療を用いており、4 つの研究は、通常の支援を行う統制群を用いていた。効果の大きさ（d 値）は間違って推定され（あたかも一元配置分散分析から出たかのように、多変量分散分析から出た F 値を扱っていた）、少なくとも 1 つの研究（Brunk 1987）において、統計的に有意な効果があると推定された。小さな標本バイアスのための修正は、1 つの研究に対してのみ行われた。d 値は、研究内の変域をわたって平均され、推定の正確さにおける差異を調整するための inverse variancemethods を用いることなく研究をわたってプールされた。Curtis らは、全体の、重み付けを行っていない d=.55 という効果の大きさを報告した。しかし、この推定は、研究が公表されているかどうかの偏り(cf. Rothstein in press)、固執効果(cf. Luborsky 1999)、推定の過ちによる影響を受けているであろう。
MST のアウトカム研究の結果は、家族維持支援(Fraser 1997b)、身体的・性的虐待児童への介入

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）(Swenson 2003)、物質乱用に対する治療(NIDA 1999)、青年における非行と破壊的行動に対する治療(Smith 1997)、児童のメンタルヘルス支援(Burns 2004, Burns 2000, Kazdin 1998)、犯罪削減プログラム(Aos 2001, US DHHS 2001)、暴力防止プログラム(Mihalic 2004)の効果についての
非体系的レビューの中でまとめられてきた。何人かのレビューワは、MST が児童や青年にとって最も有望な実証に基づいた治療の一つであると示唆した(Hoagwood 2001, Kazdin 1998)。一人のレビューワは、MST は、問題、セラピスト、状況のいかんにかかわらず肯定的効果が得られる、と結論づけた。このことは、その治療と意思決定の方法が拡大され得ること、そして治療効果が当てにできることを示している(Kazdin 1998, pp.27-28)。Chorpita と同僚たちは、MST を行為
障害や反抗性障害にとって「おそらく有効な治療」と分類したが、「今までのところ、その開発者の行った研究以外に MST を支持する研究はない」と述べている(Chorpita 2002, p.177)。
犯罪者のアウトカムに関する MST の効果についての 3 つの研究からのデータを用い、Aos と同僚たち(Aos 2001)は、代わりとなる介入（通常の支援、地域社会の支援、個人療法）と比較して、MST は犯罪を行う青年の比率を減少させた(SMD=-.31, sd=.10)と報告した。彼らは、参加者１人あたりのプログラムの正味の直接経費が 4,743 ドル（US ドル）と推定した。このコストを、期待される犯罪減少において推定される経済利益と比較した時、MST の推定純利益は、MST プロ
グラムの参加者１人あたり 31,661 ドル（納税者のみでの計算）から 131,918 ドル（納税者と犯罪被害者での計算）の範囲であった。したがって、10 の参加家族に提供されたプログラムとは、
公的資金において 316,610 ドル節約でき、さらに、潜在的な犯罪被害者にかかる経費 1,000,000
ドル以上を節約できると推定される。

目的
青年やその家族にとって、家庭外配置措置、犯罪や非行、その他の行動的、心理社会的結果に対して、MST がどの程度影響力を有するかについて査定すること。

本レビューの対象とする研究の選択基準
研究のタイプ
本レビューは、参加者が無作為に割付けられている実験的研究に限った。他の群デザインを用いている研究については特定化されたが、含めなかった。公開の有無や言語による制限はなしとした。

参加者のタイプ
社会的、情緒的、行動的問題を持つ児童と青年（10～17 歳）とその家族メンバー。それらの青年には家庭外配置措置相当の者を含んでいる。すなわち、参加者は以下の者を含むこととする：
・児童福祉の分野において、里親に付されるなど、家庭外配置措置相当の虐待やネグレクトされた児童や青年
・精神科への入院相当のメンタルヘルスの問題を抱える児童や青年・施設収容ないし収容施設で処遇を受ける措置相当の非行少年

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

介入のタイプマルチシステミック療法（定義は前述）が、（少年司法や児童福祉における）「通常の支援」、他の治療条件（e.g. 個人療法）、何の治療もしないことを含んだ比較群と比較された。本レビューに含まれる MST プログラムは、認可を受けているものに限り、他のマルチシステミック治療は含
まないこととした。

アウトカム測定のタイプ
行動的アウトカム、心理社会的アウトカム、家族のアウトカムの測定が行われた。
・行動的アウトカムには、反社会的行動（犯罪による逮捕または有罪判決を受けることで測定）、薬物使用（自己報告および薬物テスト）、学校への出席を含んだ。
・心理社会的アウトカムには、（標準化された尺度における）精神医学的症状の測定、学業成績（教師の報告）、友人関係（自己報告及び親または教師からの報告）、自尊心の測定を含んだ。
・家族のアウトカムは、児童と青年に対する生活状況（主として家庭内でのケアか家庭外でのケアか）と家族機能の質（e.g. 適応性、凝集性）を含んだ。
本レビューの対象は、全標本に対して少なくともアウトカムデータが 60%以上の反応率が提供されているものに限定した。

研究の探索手法
研究の探索手法
MST について最初に発表された研究は 1986 年であるとされているため、調査を 1985 年～直近と す る こ と に し た 。 関 連 研 究 に つ い て は 、 Cochrane Central Register of Controlled
Trials(CENTRAL)(2003 年 1 号)と、以下を含む他の書誌データベースの電子検索、政府政策データバンク、インターネットサーチエンジンを通じて特定化された。

生物医学的科学データベース
MEDLINE（1985 年～2003 年 1 月）
EMBASE（1985 年～2003 年 1 月）
CINAHL（1985 年～2003 年 1 月）
PsycINFO（1985 年～2003 年 1 月)

社会科学と一般的参考文献データベース：
ASSIA（1985 年～2003 年 1 月）
C2-SPECTR（1985 年～2003 年 1 月）
Cambridge Journals（1985 年～2003 年 1 月）
Dissertation Abstracts International (DAI)（1985 年～2003 年 1 月）
ERIC（1985 年～2003 年 1 月）
Family Services Research Center of the Medical University of South Carolina(www.musc.edu/fsrc)（2003 年 1 月）

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

Info Trac（1985 年～2003 年 1 月）
Science Direct（1985 年～2003 年 1 月）
Sociological Abstracts（1985 年～2003 年 1 月）
Social Work Abstracts（1985 年～2003 年 1 月）
Web of Knowledge / Web of Science（2003 年 1 月）

政府政策情報源：
U.S. Department of Health and Human Services（2003 年 1 月）
U.S. National Institutes of Health, CRISP database（2003 年 1 月）
U.S. Centers for Disease Control（2003 年 1 月）
U.S. Government Printing Office（2003 年 1 月）
UK Home Office（2003 年 1 月）

サーチエンジン
Biblioline（2003 年 1 月）
Google（2003 年 1 月）
MEDLINE での検索用語（他のデータベースでは適宜修正された）は以下の通り：(multisystemic therap$) AND (research or evaluation or outcom$)(multi-systemic therap$) AND (research or evaluation or outcome$)(multisystemic treatment) AND (research or evaluation or outcome$)(multi-systemic treatment) AND (research or evaluation or outcome$)

個人的接触
公表されていない報告や進行中の研究を特定化するために、MST の開発者や独立した調査者と個人的接触を行った（これらの接触は、Steve Aos, Robert Barnowski, Charles Borduin, Alison
Cunningham, Scott Henggeler, Alan Leschied, Mark Lipsey, Terge Ogden, Sonja
Schoenwald, Jane Timmons-Mitchell, and Bahr Weiss を含む）。

書誌の交差的参照
レビューと予備的研究にある参考文献は、新しい動向を同定するために目を通した。

レビューの方法
研究の選択
２人のレビューワ（JL と BF/MP）が別々に探索し特定化した 266 のタイトルと要約から、どの研究報告が拾い上げられるべきかを示した。タイトルと要約で判断を下すには十分な情報がない
場合、全文を収集した。２人のレビューワは別々に 95 の報告書の全文を読み、どの研究が本レビューの対象としての適格性を有しているかを決めた。レビューチームによって、選択の決定については再検討され、また、何かしらの意見の相違があるものについては調整がなされた。本レ
ビューの対象から除かれた場合の具体的な根拠は、除かれた研究毎に記されている（除かれた研究の表を参照）。

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

方法論的質の査定
偏りを最小限にすることが重要である(Schulz 1995)ため、本レビューでは、無作為割付けである
ことを基準とした。割付けの質の隠匿については、以下のような Cochrane Handbook(Alderson2004)に記されたカテゴリーを用い、（JL と MP によって）評価された。
(A)は、割付けが十分に隠匿されていることを示している（例えば、一括して集められ無作為化している）(B)は、割付けが十分に隠匿されているかどうかが不確かであることを示している（例えば、コイ
ン投げ、または知られていない隠匿の方法）(C)割付けが適切に隠匿されていなかったことをはっきりと示している（例えば、オープン乱数表、
もしくは、一日置き、奇数／偶数の誕生日、病院番号のような準無作為化）。
これまでのレビューにおいて、ほとんどの MST 研究が無作為割付けを用い、割付けの隠匿を試みていたことが示されていたため、本レビューでは、その目的のために、カテゴリー(A)ないし(B)を満たした研究のみを含むこととした。加えて、本レビューの対象となる研究は、無作為割付けの適切な実行、査定が標準化されているか、査定が盲検化されているか、中途での脱落、ITT 解析についても査定された。以下で説明されるように、研究は ITT 解析を支える力と、標準化されたアウトカム測定の使用の点から順位づけられた。

データ管理
研究デザインとその実行、標本の特徴、介入の特徴、アウトカムの情報が、研究から引き出され、データ抽出様式に基づいてコード化された。二人のレビューワ（JL と MP）は別々にすべての研究をコード化した。評定者間の違いは、コードの枠組を精錬させ、不一致を解消するために検討された。引用とデータは RevMan4.2.3 に入力され、体系化された。欠損値のある研究について
は、その著者に接触し、その結果、いくつかの追加データが得られた。

データ統合と分析
データ統合は RevMan4.2、Cochrane Collaboration のメタ分析ソフトウェアの最新バージョン
で行われた。
連続データは、平均と標準偏差が利用可能、もしくは効果の大きさを計算する他の方法（e.g. t
検定、F 検定、正確な p 値）があった場合に分析された。報告が不十分なデータを含んでいた時には、著者に追加情報を求めた。尺度が異なる方法で同じ臨床的アウトカム（e.g. 精神医学的症状）を測定する場合、SMD が研究間で比較された。SMD に対する RevMan の式は Hedge’s gであり、これは Cohen’s d に似ているが、小さな標本バイアスの調整を含んでいる。SMD をプールするために inverse variance methods が用いられ、それぞれの効果の大きさは、効果の大きさ全体の推定値の分散の逆数により重み付けされた。個々の研究データとプールされた推定値に対しては、95%の信頼区間が用いられた。
２値のアウトカムについては、95%の信頼区間におけるオッズ比の計算によって分析された。オ
ッズ比がメタ分析においてその使用の効果を提供している(Lipsey 2001)が、政策立案者が興味を示すので、元々の比率（実際の割合）や割合の差についての情報を保存するようにした。
RevMan4.2 は、研究間の２値のアウトカムを結びつけるために Mantel-Heaszel 法を用いている。

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

ある初期の研究が２値測定でアウトカム（e.g. 施設収容の有無）を報告し、他の研究が同じ構成概念を連続変数で測定していた際、2 つの独立したメタ分析が行われた（一つにはオッズ比で、もう一つには SMD で）。次に、これらの分析の統計力を増すために、オッズ比は Cox 式を用いて d 値に変換され（オッズ比のログを 1.65 で割ったもの；Sanchez-Meca 2003）、その研究の効
果の大きさ(ES)の平均は Hedge’s g で計算され、Comprehensive Meta Analysis ソフトウェアを用いて、研究の平均 ES についてメタ分析が行われた。
ある初期のアウトカム研究が同じ構成概念について同時に複数回測定（e.g. 家族の凝集性についての親からの報告と青年からの報告）している場合、効果の大きさの平均が用いられた。ある初期のアウトカム研究が異なった時点で同じ構成概念について複数回測定した結果を報告している
場合、1 年後から最も近い時点の追跡調査結果を用いた。
母数モデルと変量モデルの両方が検証された。不均質性については I²、不均質かどうかのχ²検定、そして母数モデルと変量モデルの結果の比較によって推定された(Higgins 2002)。不均質性が予想され、実際に不均質であるとのエビデンスが見出されたので、変量モデルの結果を信用す
ることとする。
家庭外配置措置については、異なる母集団でその定義が異なっていた（非行少年についての収容措置対精神障害を持つ青年の病院への入院）ので、サブ・グループごとに検証された。しかし、結果は母集団間に関連が見られ、類似して定義された（友人関係、家族機能）。MST がもたらす肯定的効果は「問題、セラピスト、環境をわたって」確実であるという主張(Kazdin 1998)と MSTの先行レビュー(Curtis 2004)において母集団や比較の条件を混ぜたアウトカムとなっているという現実から、結果をプールする決定が行われた。
（以下に説明するように）混ざっている不均質性についての可能な情報源を調査する分析を行っている研究はほとんどなかった。

研究の記述
合計 35 の別個の MST のアウトカム研究が特定化された。これらの研究の多くは複数の報告がなされており、ある報告は複数の研究（重複しない標本）についてのデータを提供していた。
14 の研究が除かれた（除かれた研究の特徴の表を参照）。10 の研究は治療への無作為割付けをして い な か っ た た め に 除 か れ た 。 こ れ ら の 研 究 の う ち 、 8 つ は 比 較 群 (Henggeler 1986;
TimmonsMitchell 2003; Rosenblatt 2001a, Cunningham 2001; Barnoski & Aos 2004; Randall
1999; Schoenwald 2003; Stain 2000)を用いており、2 つはそうではなかった(Sutrhen 1993;
Thomas 2002)。2 つの研究では、社会的、情緒的、行動的問題を持つ青年に焦点を当てていなかったために除かれた（両方ともタイプ 1 の糖尿病を持つ青年の家族を含んでいた；Ellis 2003,
Pendley 2002）。1 つの研究(Brunk 1987)はプログラム終了者のサブ・グループの結果しか報告しておらず、追跡データもなく、メタ分析のための十分なデータ（標本平均と標準偏差）が提供
されていなかったために除かれた。1 つの研究（Little 2004）は認可された MST プログラムを評価したものでなかったために除かれた。

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

13 の無作為割付け、またはできる限り無作為割付けされた研究が「現在進行中」として分類された（現在進行中の研究の特徴の表を参照）。これらの研究のいくつか(e.g. TimmonsMitchell
2003b)では予備データが入手可能であるが、このレビューを行うのに用いる参加者、介入、研究
デザイン、結果に関する十分なデータはない。いくつかの研究(e.g. Miller 1998, Rosenblatt
2001b)は終了したと報告されたが、それらの研究をレビューに含めるか（あるいは除くか）について十分な情報がこれまでのところ得られていない。本レビューの将来の改訂版では、これらの現在進行中の研究を含めることが望まれる。
8 つの研究が本レビューの対象となる基準を満たした（含まれた研究の特徴の表を参照）。

研究方法
前述のように、すべての研究が、MST 治療と比較条件との割付けに、無作為割付けを用いた。ある研究(Henggeler 1992; Henggeler 1997; Henggeler 1999a; Henggeler 1999b)では、治療開始
時点を基に、無作為に MST に割付けられたケースと、通常の支援に割付けられたケースとを対にした。1 つの研究では、「相応しい青年たちがペアとされ、その一方がランダムに MST に、もう一方が通常の支援に割り当てられている」(Henggeler 1992a, p.954)。通常の支援ケースには治療終了日がないため、MST ケースで MST 支援が終了した後、両方のケースで「治療後」評価が行われた。

研究の環境
本レビューに含まれた 8 つの研究は、1990 年から 2004 年の間に、3 つの国で実施されたものである。6 つの研究はアメリカ合衆国で(Borduin 1990; Borduin 1995; Henggeler 1992; Henggeler
1997; Henggeler 1999a; Henggeler 1999b)、1 つはカナダで（Leschied 2002）、1 つはノルウェー(Ogden 2004)で行われた。いくつかの研究は複数の場所で行われていた。すなわち、1 つの研
究は南カロライナの 2 地域で行われ(Henggeler 1997)、カナダの研究はオンタリオの 4 地域で行われ、ノルウェーの研究はノルウェーの 4 地域で行われた。アメリカ合衆国とノルウェーの研究
では地域による特有の結果は報告されなかった。我々の知る限り、データが地域をまたがってプールされた際、地域を考慮に入れた研究はない（これは、ケースを多層分析するよりも第１種の過誤、すなわち誤って正と判断する誤りを増大させることになる）。

標本の特徴
6 つの研究が、性犯罪者(Borduin 1990)、物質乱用問題を持つ犯罪少年(Henggeler 1999a)、一般
的な犯罪少年(Borduin 1995; Henggeler 1992; Henggeler 1997; Lesched 2002)といった犯罪少年に対しての MST の効果に焦点を当てていた。ノルウェーの研究(Ogden 2004)では、攻撃性、規則違反、その他の反社会的行動、深刻な学業不振、機能不全の関係といった問題行動を持つ青年を含んでいた。1 つの研究(Henggeler 1999b)では、精神医学的危機を持つ青年に対しての MSTの効果に焦点を当てていた。

介入の特徴
すべての研究が、認可された MST プログラムであった。家族メンバーと MST のセラピストとの直 接 的接 触の 平 均時 間数 は 、犯 罪少 年 の研 究に お いては 23(Borduin 1995) か ら 33 時 間(Henggeler 1992)、物質乱用問題を持つ犯罪少年の研究では 40 時間(Henggeler 1999a)、精神医学的危機を持つ青年の研究では 92 時間(Henggeler 1999b)であった。介入時間は研究内で定まっていなかった(e.g. Borduin 1995；含まれた研究の特徴の表を参照)。

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

比較条件
犯罪少年の研究では、MST を個人療法(Borduin 1990; Borduin 1995)、少年司法における通常の支 援 (Henggeler 1992; Henggeler 1997; Leschied 2002) 、 物 質 乱 用 に つ い て の 通 所 支 援(Henggeler 1999a)と比較した。ノルウェーの研究では、MST を児童福祉システム（家庭外配置
措置、在宅での観察等，Orgen 2004）における通常の支援と比較した。通常の支援が、場所の違っているため、研究間でも異なっていることを記しておくことは大切である。精神医学的危機を持つ青年の研究では MST と精神病院入院を比較していた(Henggeler 1999b)。

アウトカム測定
アウトカム測定については、アメリカ合衆国とカナダにおける犯罪少年の研究では、犯罪による逮捕そして／または有罪判決と施設収容に関する記録文書のデータ（警察と裁判所の記録）を含んだ。一方、ノルウェーでは、15 歳以下の青年は逮捕されず、18 歳以下の青年でも滅多に起訴されないので、これらのアウトカムは査定されなかった(Ogden 2004)。ある研究では、家庭外配置措置の種類とその期間についてのデータが介護者の報告から得られた(Henggeler 1999b;
Ogden 2004)。１つの研究(Henggeler 1999b)では、青年の入院と学校への出席についての介護者の報告が、病院と学校の記録とで照合された。他の研究(Henggeler 1999a)では、薬物使用についての自己報告と薬物検査（尿検査）が使われた。自己報告による薬物使用の頻度については
Personal Experience Inventory(PEI; Winters 1989)で評定された。
精神医学的症状、非行、友人関係、自尊心、家族機能は、自己報告と親の報告を通して、標準化された尺度、あるい標本に合うように調整され標準化された尺度（Ogden 2004 ではノルウェー語に翻訳された）に基づき、評価された。精神医学的症状は Brief Symptom Inventory(BIS;
Derogatis 1993)の Global Severity Index(GSI)あるいは全 SCL-90-R(Derogatis 1983)と Child
Behavior Checklist(CBCL; Achenbach 1991) で 査 定 さ れ た 。 Revised Problem Behavior
Checklist(RPBC, Quay 1987)と Self Report Delinquency(SRD)Scale(Elliott 1983)がいくつかの研究で用いられた。友人関係は Missouri Peer Relations Inventory (MPRI; Borduin 1989)で評価された。自尊心は、1 つの研究(Henggeler 1999b)で、家族、友人、自己尺度の下位尺度からなる自尊心尺度(Simpson 1992)で測定された。家族機能は家族適応性尺度 と 凝集性評価尺(FACES-Ⅱ, Olson 1982; または FACES-Ⅲ, Olson 1985)、Family Assessment Measure(FAMⅢ; Skinner 1983)で評価された。1 つの研究では、親の監督が Monitoring Index の親バージョン(Pattern 1985)で評価され、他の研究では親の監督目録のオリジナル版を用いた(Leschied 2002)。

追跡観察の期間
およそ 1 年、ないしはそれ以上の追跡観察が、ノルウェーの研究(Ogden 2004)を除くすべての研究で入手できた。ノルウェーの研究では介入直後のデータが入手できており、調査者は治療を受けたケースについての追跡データを作ることを予定している。下で説明されるように、いくつかの研究では、データ分析において標準化された観察期間を用いていなかった。

独立性
6 つの研究は MST プログラムの開発者によって行われ、1 つの研究(Ogden 2004)は「準独立」（別の調査者が、MUSC の FSRC でデータ分析を行った共著者とともに行った）であり、1 つの研究
(Leschied 2002)は別の調査者によって行われた。

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

含まれた研究の方法論的質
割付けの隠匿これらの研究で用いられた割付けの隠匿方法はきわめて簡単であった。例えば、コイン投げが 1
つの研究で用いられ(Burduin 1995)、封をされた封筒が他の研究で用いられた(Henggeler 1999b;
Ogden 2004)。ほとんどの研究が、いつ、どこで無作為割付けが行われたか（e.g. 家庭内で MST
セラピストがいるところで，Leschied 2002）を記したが、無作為割付けの方法については記されていなかった。
すべての研究が無作為割付けをしていたが、それぞれの研究ですべてのケースが無作為化されたかどうかは明らかでなかった。例えば、普及研究(Henggeler 1997)では、146 ケースが 73 の対にされ、その対毎に MST か通常の支援に割付けられ、さらに 9 ケースが MST に割付けられた。
ノルウェーの研究では 62 の家族を MST に、38 を通常の支援に割付けたが、最初に MST に割付けられたケースのうちの 4 つを取り替えた(Ogden 2003)。ノルウェーの初期の報告(Ogden 2003)
では MST への割付けのオッズは 5/9 としていたが、公表された報告(Ogden 2004)によると、オッズは 6/10 であるとされていた。これらの研究におけるすべてのケースが無作為化されることは可能だが、著者たちは、もしあるとして、無作為な割付けが行われるかを決めるメカニズムやす
べてのケースが追跡されるメカニズムがどのようなものであるかについて示していない。
すべての研究が割付けの隠匿において B と評価された（前述のように）。

割付けについての盲検化研究の参加者とセラピストが割付けについて盲検化されることはできなかった。記録文書データの収集（e.g. 少年司法記録から）については盲検化されているとみなすことができるかもしれな
い。しかしながら、法執行職員がこの割付けに対して盲検化されることはできず、青年が MSTを受けている、または受けたという彼らの知識が、青年についての鍵となる決定（e.g. 逮捕、有罪判決、施設収容，Leschied 2002a）に影響を及ぼした可能性はある。事前テスト、事後テスト、追跡測定は、MST のセラピスト(Leschied 2002)ないし、通常、参加者の群分けに対して盲検化されていない調査者によって収集された。

アウトカム査定の標準化（アメリカ合衆国における）逮捕と有罪判決についての記録文書のデータ(Leschied 2002)は犯罪少年の研究で規定通りに収集された。追跡期間は無作為割付け、または（より一般には）治療終了から経過した平均時間（日または週単位）で記された。それらの観察の継続期間は研究内のケース間で異なりがあり（延長された期間を越えてケースが研究の中に記される状況がよくある）、
また、ある研究では、観察期間の範囲が非常に実質的であり、性犯の研究での 21～49 ヶ月(Borduin 1990)、MDP 研究での最初の追跡は 2～5 年、長期の追跡は 10～15 年(Borduin 1995)、
FANS 研究では 16～97 週(Henggeler 1992)となっている。調査者は MDP と FANS 研究で様々な観察期間を考慮に入れるために生存分析を用いた。いくつかの研究（Borduin 1990; Borduin
1995; Henggeler 1992）ではいくつかの尺度における成功／失敗の割合を報告しているが、それらは、観察期間の長さにかかわらず、すべての観察を含んだものとなっている。例えば、性犯の中の再犯の割合は、21 ヶ月間観察された 1 つのケースと 49 ヶ月間観察された 1 つのケースを含

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

んでいる。我々は 21 ヶ月間観察されたケースが次の 28 ヶ月間に再犯を行うかどうかわからず、したがって、この結果は長期間にわたって観察されたケースの結果と比較できない。さらに、追跡期間の割付けが条件間で異なるかどうかも明らかではない。この問題（標準化されていない観察期間の分析）はほとんどの研究報告で認識されておらず、平均調査期間を用いている（e.g. 通
常 FANS 研究では、観察期間が 16 週から 97 週にわたると記されずに、59 週の観察期間と記される）。普及研究(Henggeler 1997)では、記録文書のデータは期間の中の定められた時点（そのプ
ロジェクトの終了から 1.7 年後）で収集され、年に 1 回、追跡期間における差異（e.g. 1 年毎に観察された再逮捕数を計算することによって）を報告した。逮捕率は時が経つと下がる傾向にあるため、長期の観察期間のケースは短期の観察期間のケースよりも年率が低い傾向にある。我々は著者に固定された期間のデータ（1 年の追跡期間）の結果を求めたが、1 つの研究(Leschied2002)からしか得られなかった。
ほとんどの自己報告測定は標準化されたものであり、先行研究でも用いられていたものであった。
ある標本においては、いくつかの測定方法についての適合性に関して疑問が持たれる（e.g.
Hengeller 1999 の研究の標本では 1%がラテンアメリカ系だったが、この研究で用いられた自尊心の尺度はメキシコ系アメリカ人青年のために開発されたものである（Simpson 1992 参照））。
著者は、研究標本における標準化された測定方法の出来栄え（e.g. 内的整合性）についての情報を滅多に報告しない。いくつかの標準化された方法は特定の研究の目的に合わせられており、したがってその測定には研究交差的な差異がある。例えば、ノルウェーの研究のいくつかの測定（e.g.
CBCL）では、バックトランスレーションが行われ、他の測定では行われていなかったが、これらの修正された尺度の内的整合性からは、これが道理に適ったアプローチであることを示していると著者は報告している。
一つの測定について複数の報告（e.g. 青年と両親から）が入手できる場合、平均得点がプールされ た 標 準 偏 差 と と も に 用 い ら れ た （ David Wilson に よ っ て 開 発 さ れ た マ ク ロ （ http://
mason.gmu.edu/~dwilsonb/ma.html 参照）を用いて計算した）。

ITT 解析
ITT 解析を支持する研究の力の査定は、いくつかの研究での無作為に割付けられたケース数についての矛盾する報告によって困難にされている。例えば、ミズーリ非行プロジェクト(MDP;
Borduin 1995)についての初期の報告(Borduin 1990a, p.76)によると、「合計 210 の犯罪少年の家族がその研究のために査定され治療に参加することに同意した。最初の査定セッションに続き、それぞれの家族がマルチシステミック療法とその代わりとなる治療のいずれかに無作為に割付けられた。マルチシステミック療法に割付けられた家族のおよそ 84%(n=88)と代わりとなる療法に割付けられた家族の 65%(n=68)が治療を完了した」とされている。ここから、我々は無作為にそれぞれの群に 105 のケースが割付けたことを推定できる（105 の 84%=88，105 の 65%=68）。しかし、1 つの報告(Henggeler 1991)は 200 のケースが無作為に割付けられたとしている。この研究において最も広く引用されている報告(Borduin 1995a)では、200 のケースが査定され、176 のケースのみが無作為に割付けられたとしている。我々は著者にこの食い違いを指摘したが、著者からその矛盾についての説明を得ることはできなかった。これまでのレビュー(e.g. Aos 2001;
Cormack 2000; Farrington 2003; Woolfenden 2004)では、この研究において 176 のケースが無作為に割付けられたとされているが、我々は元の数である 210 を用いることとする。
同様に、FANS 研究(Henggeler 1992)の初期の報告では、96 のケースが無作為に割付けられたと

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

している。12 のケースが様々な理由（2 つのケースは不適当とみなされ、6 つの MST ケースは治療を受けなかった、ないしはその治療に割付けられず、2 つの統制ケースは裁判所命令で MSTを受けることとされ、2 つのケースは記録文書のデータが入手できなかった；Henggeler 1992a,
p.954 参照）から除外された。しかし、後で出された報告(Henggeler 1993; Henggeler 1996a)では、除外されたケースについて言及されておらず、残りの 84 のケースに基づいた報告がなされている。そこで、これまでのレビュー(Aos 2001; Brosnan 2000; Farrington 2003; Woolfenden
2004)では、FANS 研究においては 84 のケースが無作為に割付けられたとみなされている。
MDP 報告での不一致と比較すると些細なものではあるが、同様の不一致が CDA プロジェクトでも見られる(Henggeler 1999a)。CDA プロジェクトにおけるほとんどの報告(e.g. Henggeler
1996b; Henggeler 1999b)は、118 のケースが無作為に割付けられたとしているが、Brown と同
僚たち（Brown 1999）ではこの数を 120 としている。彼女もまた、ケースが対で「一時的に組
み合わせられた」としており（さらにすべての報告が 60 の通常の支援のケースがあったことを示している）ため、我々は Brown のこの数を用いることとする。
前述のように、４つの研究（Henggeler 1992; Henggeler 1997; Henggeler 1999a; Henggeler
1999b）では、（MST ケースと比較ケースの査定の時期をそろえるために） MST ケースと比較
ケースを対にしている。しかしながら、対の一方が脱落しても、その対の残りは分析対象となったままであった。この点について、ある者は、これは対にした研究デザインを崩すものであり、対の片方が脱落した場合は対のもう一方についても落とすべきであると主張したが、この意見に賛同しない者もいた。いずれにしても、脱落したケースを含めることが結果に影響するのかどうかを決定するために、感度分析を用いることができたであろうが、我々の知る限り、感度分析は行われていなかった。
MST から脱落したケースは MST の終了者より否定的結果（e.g. 逮捕または有罪判決に対する危険性が高い）を持つ傾向があるため、MST から脱落したケースを除くことは、問題がある(Borduin
1995, Leschied 2002)。
普及研究(Henggeler 1997)では、MST に割付けられたすべてのケース(N=82)に対する施設収容についてのデータを提示しているが、比較群について、その報告書では残りと記されているのだ
が、通常の支援（US）に割付けられたすべてのケース(n=73)なのか、もしくは、US を終了した
ケースであったのかどうかが明らかではない。同様に、逮捕のデータが全標本に対するものか、
それともプログラム終了者に対するものかについて（主としてプログラム終了者についての治療後のデータから構成されている表の中でこれらのデータが提示されたため、少なくともその一部については、終了者のものである；Henggeler 1997a, p.828)も明らかでない。以下では、我々はすべての MST と US のケースが施設収容と逮捕の文書記録から引き出された分析に含まれると仮定し、これら 2 つの結果を（標準化されていない追跡観察期間における）ITT 解析として扱う。
この研究の結果データの残りはプログラム終了者（75 の MST ケースと 65 の US ケース）に限定されている。
完全な ITT 解析は 1 研究(Leschied 2002)であり、その研究における記録文書のデータから引き出されたアウトカム測定に対してのみ可能であった（心理社会的測定における中間反応率は 60%であり、したがって、ここには含まれない）。

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

前提
研究の方法論についての疑問を解決できなかったので、我々はこの研究を支持する前提を立てた。
普及研究とノルウェーの研究について、報告書では明らかにされていなかった（そこで、その報告書のある読者は、それらの研究を除くべきと考えた）が、我々はそれらの研究でのすべてのケースが無作為に割付けられたと前提することにした。同意しなかった者もいたが、我々は対にするデザインが無作為割付けにおける基本的な出発点ではないとみなした。明らかではなかったが、我々はすべての MST と US ケースが普及研究における文書記録の分析に含まれていると前提することにした。

方法論的質のランクづけ
我々は研究を ITT と追跡の 2 つの側面から全体的な方法論的質についてランクづけした。具体的なランクづけは以下の通りである。
1)標準化された追跡期間での完全な ITT 解析（最も高い質）。1 つの研究(Leschied 2002, N=409)
がいくつかのアウトカム測定でこれらの基準を満たしていた。
2)標準化されていない追跡期間での ITT 解析。1 つの研究(Borduin 1990, N=16)がこれらの基準を満たしていた。
3)対にされていない研究デザインで ITT 解析を試みているもの。2 つの研究(Henggeler 1999a,
120 ケース中妥当な n=118; Henggeler 1999b. 160 ケース中 n= 156)がこれらの基準を満たしていた。
4)治療を拒否した、または治療から脱落したケースを体系的に除外した追跡観察によるもの(Borduin 1995, 210 ケース中 n= 176; Henggeler 1992, 96 ケース中 n= 84)。
5)プログラム終了者における治療後の観察によるもの（Henngeler 1997, 155 ケース中 n=140;
Ogden 2004, 104 ケース中 N= 96)。
本レビューにおいて、これらのランクづけは、因果関係を示す結論の支持力という点で、研究間の重要な差異を示している。しかしながら、このランクづけは、一般的な研究の質的尺度として使われることを意図されてはおらず、メタ分析の結果の重みづけを行うために用いられてはいない。

結果
比較やデータの表及び図を参照されたい。効果の方向性を変えてこなかったことに注目する必要がある。いくつかの分析では、肯定的効果から MST を支持しているが、多くの分析では、否定的結果（e.g. 施設収容されること）に関心があり、それらの結果への否定的効果（e.g. 施設収容の可能性の減少）から MST を支持している。図の下方には、その結果が MST 群と統制群のどちらを支持しているかが示されている。

家庭外配置措置
4 つの研究が、介入後およそ１年以内に施設収容された犯罪少年の割合(N=766)についてのデータを報告している。オンタリオの ITT 解析では、MST と通常の支援との間にほとんど違いが見られず、通常の支援のケースの 32%と比較して、MST の 33%のケースが施設収容された(Leschied2002)としている。他の 2 研究でも、効果の大きさが統計的に有意でなかった（1 つは MST 群を

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

支持する傾向にあり(Henggeler 1997)、もう１つの研究では統制群を支持する傾向にあった(Henggeler 1999a)）。4 つ目の研究では、統計的に有意に MST を支持する結果であった(Henggeler 1992)。プールされた結果については、MST のケースは他の支援のケースよりも施設収容される傾向が少ないことを示した(オッズ比 .61)が、研究間の効果の大きさが不均質であり、信頼区間が広すぎる(95%の信頼区間 .27～1.39)ために、統計的に有意ではなかった。このことは、
我々が MST と他の支援の間に効果や施設収容の点で差異がない可能性を否定することができないことを意味している（同様の結果は、母数モデルでも観察され、オッズ比 .77，95%の信頼区
間 .57～1.02 であった。ただし、研究間に実質的な不均質があるため、母数モデルは支持されない。）
同じ研究が、施設収容の期間についての情報を報告しているが、1 つの研究(Henggeler 1999a)
では、効果の大きさの算出に用いられたであろう情報を提供していなかった（Henggeler 1999aにおいて、11 ヶ月時点での施設収容の平均期間は、58 の MST のケースでは 9.8 日、60 の比較
ケースでは 17.5 日であった）。残りの研究の結果について、オンタリオの研究（ITT 解析）ではMST と通常の支援のケース間に差異がないこと、他の 2 つの研究では MST を有意に支持する結果を示していた。プールされた結果では、MST が施設収容期間を減少させる傾向があることを示していた(SMD=-.31)が、この効果は統計的には 0 と変わらず(95%の信頼区間 -.72～.10)、研究間には実質的な不均質が存在していた。
（母数モデルでは、SMD -.17，95%の信頼区間 -.32～-.01であった。ただし、研究間に実質的な不均質があるため、母数モデルは支持されない。）
施設収容についてのすべての追跡データを 1 つのメタ分析で用いるため、我々は Cox 式を用いてオッズ比を d 値に変換し、施設収容に対する研究毎の平均 ES を生成し（Hedges’ g を用い）、前
述のとおり、各研究の平均 ES に基づいてメタ分析を行った。施設収容に対する各研究の平均 ESは.94(Henggeler 1992)，.38(Henggeler 1997)，-.18(Henggeler 1999a)，-.03(Leschied 2002)であった。４研究 766 ケースをプールした結果では、g=.25（変量モデル，母数モデルでは.13）となる。しかし、研究間の効果の不均質は大きく(Q=19.93，df=3，p<.001)、点推定では統計的に 0と変わらない（変量モデル 95%の信頼区間 -.61～.66，p=.23）。
精神医学的危機を持つ青年の研究において、MST は入院と比較された(Henggeler 1999b)が、比較条件として、我々は初回の入院を扱うこととした（介入期間内に、MST の青年の 49%、入院した青年の 100%が入院した）。初期の結果では、MST の青年は、介入後、相対的に入院が少なくなることが示された。しかし、1 年間の追跡期間内に、入院した青年の 47%が、MST の青年の49%が（なんらかのタイプの）家庭外配置措置を経験し、両者に有意差はなかった(オッズ比 1.06，
95%の信頼区間 .56～1.98)。家庭外配置された平均期間は MST 群では 57 日、比較群では 67 日であった（期間についての他の情報は提供されなかった；Henggeler 2003b）。
ノルウェーの研究のみが、介入後査定において、ケースの下位標本毎に（あらゆる種類を混ぜた）
家庭外配置措置についてのデータを報告していた(Ogden 2004)。

犯罪についての逮捕または有罪判決
5 つの研究が、およそ 1 年後の時点での犯罪についての逮捕または有罪判決を受けた青年の数または割合についての追跡データを提供していた。アメリカ合衆国で行われた研究では逮捕データを用い(Borduin 1990; Borduin 1995; Henggeler 1992; Henggeler 1999a)、オンタリオの研究では有罪判決データを用いていた（逮捕データは使えなかった）。さらに、これらのデータの追跡期

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

間は厳密には比較できなかった。追跡期間は平均して、性犯の研究では 3 年（平均 37 ヶ月、範囲 21～49 ヶ月；Borduin 1990）、ミズーリ非行プロジェクトでは 4 年（平均 3.95 年、範囲 2.04
～5.41 年；Borduin 1995）、FANS（平均 59 週、範囲 16～97 週；Henggeler 1992）、CDA（11ヶ月；Henggeler 1999a）、オンタリオの研究（1 年；Leschied 2002）では 1 年であった。
オンタリオの研究では、有罪判決における群間の差では統制群の方が良かった（MST の 47%と統制ケースの 42%が 1 年以内に有罪判決を受けた）が、この差は統計的に有意ではなかった。ア
メリカ合衆国では 4 つの研究では逮捕率において MST の方が良いことを報告しており、これらの研究のうちの 2 つは統計的に有意であった。プールされた結果では、MST のケースの方が逮捕されたり有罪判決を受けることが少ない(オッズ比 .39)ことを示したが、ここでも、研究間に実質的な不均質があり、信頼区間が大きく(95%の信頼区間 .14～1.05)、統計的には 0 と変わらなかった。（不均質を無視すれば、母数モデルでは、オッズ比 .62，95%の信頼区間 .47～.81 であった。）
5 つの研究が、様々な追跡期間の中での MST 群と比較群における青年の逮捕または有罪判決の数についてのデータを提供していた。前述のように、オンタリオの研究では有意ではないものの比較群が良いとの結果であった一方、アメリカ合衆国の 4 つの研究では MST が良いとの結果を報告しており、うち統計的に有意なものは１つであった。プールされた結果では、逮捕または有罪判決の数における群間の有意差が示されなかった（SMD -.16，95%の信頼区間 -.40～0.8）この分析では、これまでの分析結果よりは不均質性のエビデンスが少ないものの、結果は、母数モ
デルでも同様であった（SMD -.07，95%の信頼区間 -.21～.07）。
オッズ比を d 値に置き換えた後、我々は逮捕データに対する各研究の平均 ES を算出した（Borduin 1990 で g= 1.27；Borduin 1995 で 1.18；Henggeler 1992 で.46；Henggeler 1997
で.13；Henggeler 1999a で.25；Leschied 2002 で-.11）。これら６研究、958 ケースをプールした結果については、効果の不均質性は有意であり(Q=50.44, df=5, p<.001)、g=.46（変量モデル、母数モデルでは.25）であり、有意傾向にあった（変量モデルでの 95%の信頼区間 <0～.92，
p=.0504）。

薬物使用
1 つの研究(Henggeler 1999a)が、6 ヶ月の追跡時点での薬物使用に対する尿検査の結果を報告していた。結果は、マリファナもしくはコカインの尿検査において、MST のケースと比較群のケースの間に有意差がなかったことを示し、自己報告されたアルコール／マリファナの使用もしくは他の薬物の使用においても有意差はなかった。この研究のケースの下位標本に関して、4 年の追跡データが入手できる。このほか、2 つの研究(Borduin 1995; Henggeler 1992)では、下位標本に対して自己報告された薬物使用についてのデータを提供していた。

学校への出席
精神医学的危機を持つ青年の研究(Henggeler 1999b)において、1 年間の追跡期間の初めの時点では、MST 群の青年は対の（入院群の）人よりも通常の学校環境で多くの日数を過ごしていたが、これらの差は 1 年後の時点までにはなくなっていた。データは報告されていないが、調査者は学校への出席における群間の差は有意ではなかったと述べていた(Henggeler 2003b)。もう一つの研
究(Brown 1999, pp.88-89)が、学校への出席についての群内の変化についてのデータを提示していたが、群間比較についてのデータは提示されていなかった。

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

自尊心
Henggeler 1999b の研究で、調査者は、MST と入院している青年の間に認められた自尊心下位尺度における短期間の差が、1 年後の時点でははっきりしなくなっていたことに言及している。

介入後分析
残った人を対象とした分析は、一般に、（全標本ではなく）プログラム終了者に対する（追跡ではない）介入後データに限定される。これらの分析は治療を受けた者に対する治療の直接的効果(TOT；Shadish 2002 参照)を検証し、自発的な参加者についての MST の効果を推定するために用いられることもあろう。脱落者は体系的に除外されることになるので、これらの分析は実験デザインを完全に用いたものとはなっていない。

自己報告された非行
FSRC の調査者（MST の開発者）によって行われた 3 つの研究では、プログラム終了者から治療後評価として、自己報告逸脱尺度を用いた非行に関する自己報告データを提供している。結果
は、2 つの研究で MST が良く、1 つの研究で統制群が良かった。プールされた結果は、群間の差
異が統計的に有意でないことを示していた(SMD -.21, 95%の信頼区間 -.50～.08)。

友人関係（自己報告と親または教師からの報告）
3 つの研究が、プログラム終了者に対するミズーリ友人関係検査(MPRI)に基づく治療後データを提供していた。この MPRI は 3 つの下位尺度を持っているが、プールされた結果では、絆尺度(SMD-.06, 95%の信頼区間 -.28～.16)、攻撃性尺度(SMD -.18, 95%の信頼区間 -.40～.04)、成熟性尺度(SMD -.05, 95%の信頼区間 -.27～.17)において群間に有意差は認められなかった。
（下位尺度は異なる構成概念を測定しているため、合計得点は計算されなかった）。

社会的コンピテンス
3 つの研究が、治療後の CBCL 社会的コンピテンス下位尺度に基づく多面的報告の結果を報告していた。合成得点が用いられたが、プールされた結果では、MST がこの測定において有意である効果を持っているとの結果は得られなかった(SMD -.07, 95%の信頼区間 -.32～.17)。

介護者の報告による青年の行動的問題
3 つの研究が、プログラム終了者について、その介護者が治療後に行った青年の問題行動に関する問題行動チェックリスト改訂版(RBPC)の結果を提供していた。プールされた結果は、群間に有意差がないことを示していた(SMD -.50, 95%の信頼区間 -1.42～.42)。

精神医学的症状
3 つの研究が、プログラム終了者について、SCL-90-R または GSI-BSI を用いて、治療後の精神医学的症状についての青年の自己報告によるデータを提供していた。プールされた結果は、群間に有意差がないことを示していた(SMD -.21, 95%の信頼区間 -.51～.02)。
3 つの研究が、児童行動チェックリスト(CBCL)を用いて、治療後の青年の内面化、外面化した症状についてのデータを提供していたが、1 つの研究(Leschied 2002)では標準偏差がなかった。治
療者と教師からの CBCL 報告が、入院研究の最初のケースで入手でき(Henggeler 1999b)、ノル
ウェーの研究では治療者、青年、教師の報告から構成された z 得点が提供されていた(Ogden 2004)。

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

プールされた結果では有意でなかった（内面化行動：SMD -.09, 95%の信頼区間 -.39～.21、外面化行動：SMD -.18, 95%の信頼区間 -.46～.09）。
4 つの研究が、プログラム終了者の両親に対して、SCL-90-R または GSI-BSI を用いて、治療後の精神医学的症状についての親自身の自己報告データを提供していた。プールされた結果は群間に有意差がないことを示していた(SMD -.05, 95%の信頼区間 -.30～.20)。

家族機能の質複数の研究が、治療後評価において、家族適応凝集性尺度 (FACES) の第２版ないし第３版を用いていた。そのうちのいくつかの研究では、この測定において、複数の家族メンバーからの報告
を、平均得点または z 得点の平均を用いることでまとめていた(e.g. Borduin 1995, Henggeler
1992; Ogden 2004)。介護者と青年のデータを別々に示している研究については、我々が平均得点を算出した(Henggeler a997; Henggeler 1999b)。5 つの研究をプールした結果、凝集性尺度(SMD .08, 95%の信頼区間 -.12～.28)もしくは適応性尺度(SMD -.01, 95%の信頼区間 -.27～.24)
において有意差がないことが示された。

考察
介入効果について最も信頼できるエビデンスとは、しっかりと定義された追跡時点（i.e. 治療終了後、少なくともの数ヶ月離した固定された期間）におけるすべての標本に対するアウトカムデータを提供する（ITT 解析）無作為割付け実験(RCTs)から得られたものである。MST は多くの社会的介入よりも RCTs が行われており、したがって、MST のエビデンスベースは相対的に強固なものである。MST の 8 つの無作為割付け実験が本レビューの対象となる基準を満たしていた。
しかしながら、それらの研究のうちの 1 つだけが、少なくともいくつかのアウトカム測定に対して、明確な追跡観察期間での完全な ITT 解析を行っていた。他の研究では、メタ分析の中で説明できない様々な観察期間を持ち、そして／またはそれらはプログラム脱落者や拒否した者を除いていた。多くの MST 研究ではアウトカムについての文書記録データが用いられたので、いくつかの研究においてはなぜ完全な ITT 解析が行われなかったのか明らかではない（ノルウェーの研
究では、調査者が脱落者についての文書記録データを入手していないので、そのノルウェーの研究は除く）。
心理社会的アウトカム測定は通常、治療直後に、プログラム終了者からの自己報告を通して、または、プログラムスタッフあるいは群分けに盲検化してされていないインタビューワによって評価された。こうしたことが、データに影響を及ぼしたかどうかについては定かでない。いくつかの研究では、これらの査定が参加者の群分けに関与していないインタビューワによってなされていれば、もっとしっかりとした査定になりえたであろうとしている。
今日までに行われた最も大規模な研究（そして完全な ITT 解析を用いた唯一の完全に独立性が担保されている研究）では、MST と通常の少年司法支援の結果に有意差がないことが見出された。
また、様々な質の研究の結果がプールされた時、それらの間には、実質的に不均質であるエビデンスがあり、異なる研究が異なる結果を示すことが示された。プールされた分析では、MST の平均効果は他の支援の効果と有意には違わなかった。こうした結果は、施設収容の分析、逮捕または有罪判決の追跡測定の分析、心理社会的機能の介入直後の測定の分析において得られた。効果

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

についての全体的な方向性は MST を概して支持するものであったものの、統計的に明らかにされるまでには至っておらず、MST が、少数の不均質の研究からは検出されない効果を持っているとすることは可能である。しかしながら、一方において、我々は、MST が他の支援よりも効果的ではないという可能性を否定することもできない。
つまり、入手できるエビデンスからは、MST が通常の支援、または他の介入よりも、社会的、情緒的、行動的問題を持つ青年に対して一貫して効果的であるという仮説は支持されない。しかし、MST が効果を持たないという結論は適切でない。要するに、MST の有効性についてのエビデン
スは決定的とは言えず、結論は出ていない。
ここで導かれた結論は、MST の有効性は確立していると示唆したこれまでのレビューと一致していない。以下に、我々は、MST 研究間の差異及び、本レビューとこれまでのレビュー間の相違に対して考えられるいくつかの説明について確認しておくことにする。

不均質性と統計力
本レビューにおける研究は、地政学的文脈、標本の特徴、比較条件、方法論の点で異なっていた。
分析に用いた 8 つの研究では、効果の不均質性を検出する統計力は非常に低かった。それにもかかわらず、我々は不均質であることを想定し、その統計的エビデンスを見出した。そして、本レビューでは、この研究間に見られる不均質性を考慮して、変量モデルを用いた。プールされた効果に対する信頼区間は相当に大きかったので、これらのモデルの力（MST と他の支援との有意差の検出力）は大きくなかった。母数モデル（このような不均質のデータにとって適切ではないとされている）も検証した。その結果、点推定は変量モデルで見られたものと同様であり、信頼区
間は小さかった。しかし、このような適切でない統計モデルにおける信頼性とは、有意差を得るために釣りをしているようなものである。統計力が低いため、我々は、MST が他の支援よりもより効果的なわけではないと結論づけることができない。

考えられる不均質の源
前述のように、今回レビューの対象とした研究では、方法論的質、標本の特徴、MST をどの程度集中して行うか、MST の期間、比較群の条件、観察期間、独立性（i.e. 調査者とプログラム開発者とのつながり）など、いくつかの変数において異なっていた。メタ分析にはよくあることだが、これらの差異がごちゃまぜにされている。例えば、オンタリオの研究では全く差がないとの結果であったが、この結果は、MST 開発者から独立して実施されたものであること（これは現在までに終えられた唯一の完全に独立した研究である）、相対的にきちんと処遇されている比較条件であること（オンタリオの通常の支援はアメリカ合衆国のものよりも広域にわたったものである）、明
確に定義された追跡期間での完全な ITT 解析を支持する唯一の研究であったことから、説明されることができよう。これらの因子が混同されているため、どの因子、またはどの因子の組み合わ
せが、オンタリオの研究とアメリカ合衆国でプログラム開発者によって行われた初期の MST の研究との差異を説明するのかを知ることはできない。効率研究として時に言及される初期の MST研究では、有効性に焦点を当てた後の研究よりも方法論的質の弱さを伴ったものとなっている（しかしながら、Shoenwald らは、初期の MST 研究は効率性と効果研究の「混成物」と考えられるかもしれないと述べている；Shoenwald 2003）。分析のためのより多くの研究が入手できるまで、不均質性に関連する潜在的源の相対的影響力を評価することはできない。言い換えれば、なぜ研究間で結果が変わるのかを決める体系的方法はない。ただし、これについて、以下で述べるようなことが推測される。

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

忠実度
効果の大きさにおける研究間の差異は、MST への忠実度によって説明されるだろうことが示唆されている(Henggeler 2004a)。いくつかの研究では、MST への忠実度は Treatment Adherence 測定(TAM，http://www.mstinstitute.org で入手できる)で測定された。しかし、TAM は MST に特有でないもの（項目例は、「セッションは活気に満ち、精力的であった」、「私の家族とセラピストは協力し合って効果的に働いた」、「セラピストは家族メンバーに我々の問題を解決するために具体的なことをするよう勧めた」）で測定された構成概念（従事、治療への参加、協力関係など）を用いている。すなわち、TAM は MST と他の介入間の違いを示していない。TAM にはいくつかの予測的妥当性があるが、これは MST への忠実度、従事、治療への参加、協力関係、あるいは他の構成概念によるものなのかどうか明らかではない。したがって、今日入手できるデータでは、MST への忠実度が効果における差異のいくつかを説明するという仮説を検証することはできな
い。

地域の効果
データは、いくつかの地域において、MST が他のものより効果的であるという仮説を支持していない。前述のとおり、横断研究での比較は、研究の質、標本、文脈での差異がごちゃまぜになっている。地域レベルでのデータを報告した唯一の多箇所的研究(Leschied 2002)では、どの地域においても、どのアウトカム測定においても、MST 群と通常の支援群の間に有意差を見出されなかった。いくつかの地域は他の地域よりも高い有罪判決率をとなっていたが、これらの差異は MST
群と比較群の双方で明白であった。すなわち、いくつかのアウトカム測定において、前後の差異が群内で見られたが、それらの測定における群間に有意差はなかった。我々の知る限り、多箇所的研究のいずれも、居住効果を説明する多レベルモデルを用いていない。

なぜここでの結果は先行レビューの結果と異なるのか？
異なるレビュー方法が異なる結果を生み出したかもしれない。MST のアウトカム研究の先行レビ
ューは完全に体系的ではなかった。いくつかの MST レビューは公表されていない研究を除いていた。また、あるものは、研究の割付け方法、ITT 解析を支持する力、査定の盲検化を評価していなかった。また、他のものは、ナラティブ分析によっていたり、透明性に欠けるメタ分析方法を用いたりしていた。MST の効果についてのほとんどの先行レビューでは、公表された研究の中の都合の良い標本のナラティブの要約に頼っていた(Littell 2005)。
差がなかったり否定的結果が得られた研究は、肯定的結果を持つ研究よりも公表されにくい（これは書類引き出し問題（file drawer problem）として知られている；cf. Rothstain in press）ために、レビューにおいて公表されていない研究を除くことは、明らかに偏りをもたらす傾向にある。これは、MST のレビューで、オンタリオの研究を入れるかどうかについてレビューワの結論が異なったことの一部を説明しているかもしれない。
ただし、このことは、プログラム終了者からのデータの分析に基づいた介入直後の結果におけるMST の効果についての異なった結論については説明していない。我々のレビューにおいてオンタ
リオの研究はこれらの分析を含んでいないが、これらの測定において MST と他の支援の間に全体的な有意差を我々は見出していない。多くの初期のレビューでは、測定されたアウトカムに基づいて、MST が他の支援よりも良い結果を持つと結論づけている。実際、我々のレビューの中の8 つの MST 研究のうちの 7 つが、1 つ、もしくはそれ以上のアウトカム測定で有意差を見出した。

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

しかしながら、これらの効果は研究間で一貫しておらず、したがって、どの単一のアウトカム測
定における平均効果も統計的に 0 と変わらなかった。この全体的なパターンは、個々の研究に見られた統計的に有意な効果を強調するナラティブレビューでは見落とされがちなものとなっている。
これまでの MST 研究では、ITT 解析とプログラム終了者に対する結果の分析(TOT 分析)の区別を行っていなかった。後者はプログラム脱落者と拒否者を除くものであるが、彼らはプログラム
終了者よりも否定的結果を持つ傾向がある(Borduin 1995; Leschied 2002)。前述のように、何人かのレビューワは、いくつかの MST 研究で脱落者と拒否者が体系的に除かれていることに気づかなかった。したがって、彼らはいくつかの研究が完全な ITT 解析をしていると誤って想定していた。公表された研究が完全な ITT 解析をしているとの想定は、結果についての信頼性をレビュ
ーワに過大評価させることになったと思われる。
メタ分析における透明性の重要性同様、多面的研究におけるナラティブレビューの限界もやっと考えられるようになってきた(cf. Alderson 2004; Cooper 1994; Lipsey 2001)。体系的レビューの目的は（その語が Cochrane Collaboration と Campbell Collaboration によって使われたように）、批判的査定に対して明瞭で開示的な方法で総合的調査を行うことで、ナラティブレビューではありふれたものとなっている偏りを最小化することにある。

レビューワの結論
実行に対する示唆
エビデンスは、社会的、情動的、もしくは行動的問題を抱える青年にとって、MST が他の方法よりも一貫して効果的であるわけではないということを示唆している。一方、他の方法（個人療法や一般的な支援を含む）と比較して、MST が有害な効果を持つというエビデンスもない。このレビューは、MST の効果は十分に確立されているという、しばしば繰り返し言われる結論に疑問を投げかけている。加えて、MST が他の支援以上の有意義な効果を持つという仮説を裏付けるため、もしくは論破するためには、更なる独立した研究が必要とされている。その時まで、MST を導入するという決定は他の根拠に基づいてなされなければならない。
MST は、問題を抱えた青年とその家族にとって他の支援以上の利点をもつ。これは、青年とその家族の問題と見通しについての現在の知識と理論に基づいた、包括的な介入である。青年とその家族に対する多くの支援よりも、MST はより多くの実証と研究がなされてきた。MST よりも他の介入方法の方がより効果的であるというエビデンスはない。しかし、MST が効果的である範囲、
長期間にわたる効果、変化させるに当たっての重要なメカニズムに関する知識はいまだ十分ではない。さらに、MST は高価である（1 ケースあたり約 5000 ドル, Aos 2001）。もし、MST が、施設収容、入院、再犯にかかる費用や、長期にわたって費用がかかる大きい問題行動を減らすことがないのであるならば、他の安価なものと比較して費用効率が良くないかもしれない。
短期間の個人や家族に焦点をあてた介入は、どんなにうまく計画され、十分に意図されたものであっても、これらによって達成されたある種の結果には実質的な制限がありうるということを認識することは重要である。おそらく、少年と家族の機能において永続する改善を達成するためには、少年や家族に対するより堅固で長続きする介入や、より一貫した経済的、教育的、医学的、

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

そして治療的な支援が必要とされるであろう。
調査に対する示唆
介入効果を調べるために無作為割付けを用いることは、MST 研究基盤の重大な強みの 1 つである。これまで、多くの社会的介入については、慎重に検証されてこなかった。例えそうであったとしても、このレビューでは、割付けの隠匿、査定の盲検化、ITT 解析の分野において、今後（MSTと他の介入との）無作為割付けにおいて改善される点を指し示している。
今後の研究においては、群への割付けに当たり、集中化されて永続的な電子記録を作るといった
割付け隠匿のより進歩した方法を用いるべきである。
盲検化された査定は、可能であるならばいつでも使用されるべきである。もちろん、参加者とセラピストは、複雑な心理社会的介入の研究において、群分けについて知らないままでいることはできないし、法執行機関の当局者をはじめとして青年と家族について重要な決定を行う人々に対して、群分けを隠すこともできない。しかし、心理社会的データは参加者の群分けについて知らないインタビューワによって集められることができ、そうすることはプログラムのスタッフや群分けについて知っているインタビューワによって集められたデータよりも好ましいものである。
無作為割付けは、少なくともいくつかのアウトカムについて ITT 解析を支持するように計画されるべきである。多くの MST 研究では記録文書が使用されており、このことは多くの国で行われている MST 研究において、完全な ITT 解析を支持するために使用されうると言える。
更なる MST のアウトカム研究についての結果が入手できた際には、MST の全体的な効果と不均質性の源についてをより理解するため、サブ・グループ解析やモデレータ分析が使用可能である。

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

含まれた研究の特徴
研究 ID

方法

参加者

介入

アウトカム

注釈

Borduin 1990

治 療 条 件 へ の 無 作 性犯罪で逮捕された 16 MST（平均 37 時間、範囲 21 性 犯 罪 で の 再 逮 不定の観察期間（21～49 ヶ為割付け人の青年。平均年齢 14 ～49 時間） 対 個人療法（平 捕、非性犯罪での 月、平均 37 ヶ月）
歳。白人 62%、黒人 38% 均 45 時間）
逮捕

Borduin 1995

治 療 条 件 と 条 件 内 2 回以上の逮捕歴があの セ ラ ピ ス ト へ の り、精神疾患のない 12
無作為割付け～17 歳の青年の 210 家族。ミズーリ州の２つの郊外の郡で、少なくとも片親もしくは養育者と同居している青年。平均
年齢 15 歳。男性 79%。
白人 68%、黒人 32%。

Henggler 1992

対にして、治療条件 サウスカロライナ州シ MST は 3 人の修士レベルのセに無作為割付けンプソンヴィルで、家庭 ラピストが実施。平均期間は外配置措置相当の重罪 13.4 週（5～23 週）、直接的接を最近犯した 96 人の犯 触は 33 時間（sd 29）。
罪少年。平均年齢 15 歳。
男性 77%。黒人 56%、 裁判所命令、保護観察官による
白人 42%。実父母のい 監視、その他の支援への受動的ずれとも同居していな 係属を含む少年司法における通常の支援い者 26%。

Henggler 1997

対にして、治療条件 155 ケース（73 対＋9 MST は修士レベルのメンタル 情動的・行動的機 対にした計画は維持されな臨床心理学の博士課程 2,3 年生によって行われた MST。支援
の平均時間は 23 時間（5～54時間）。様々な介入（一般的家族 療法 83％ 、 学校への介 入
60％、友人への介入 58％、個
人療法 28％、結婚療法 26％）

再犯、薬物関連犯罪での逮捕、暴力
犯罪での逮捕。精
神疾患の症状、行
動的問題、家族機
能、友人関係につい て 副 標 本
(n=126) か ら の デ
個人療法は地元の社会的支援 ータ。
機関の修士レベルのセラピス
トによって行われた。平均時間は 28 時間（15～72 時間）。ケースの 66%で短期間、両親と接触。
再犯、84 ケースに関する施設収容データ。自己報告された非行、家族機
能、友人関係、精神疾患の症状について、より少数の副標本（n=56）からのデータ。

割付けの隠蔽
B

アウトカムは保護観察の終了後に測定。不定の観察期間。無作為に割付けられたケース数に関して、一致してい
ない報告。

B

対にした計画は維持されなかった。係属後の不定の観察期間（16～97 週、平均 59.6
週、sd＝25.4）。

B

B

訳：
に無作為割付け

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）の MST ケース）。暴力
犯青年、もしくは 3 回の逮捕歴を持つ 11～18 歳の青年。判決を下されていないが家庭外配置措
置相当のケース。サウス
カロライナ州の 2 地
域：1 地域は郊外と都市で、多くが(78%)白人；
もう 1 つの地域は郊外で、多くが(58%)黒人。

ヘルスの専門家（社会福祉、ま 能、犯罪活動、施 かった。アウトカムデータは
たは牧師による指導を受けた 設収容、家族関係、 地域をまたがってプールされていた。密着した測定とア経歴を持つ者）によって、1 つ 友人関係
ウトカムにある程度の相関目の地域では平均 122.6 日（sd関係。
32.6）、もう 1 つの地域では平均 116.6 日（sd 39.8）実施。
少年司法における通常の支援には、最低 6 ヵ月の保護観察期間を含む。
薬物使用、逮捕、 80 ケースについては 4 年間
粗暴犯、窃盗犯、 追跡（67%）。
施設収容、精神科への入院、収容措置、学校への出席、問題行動の内面
薬物乱用についての通所支援 化・外面化。エンを保護観察官によって係属さ パワメント。
れることを含む通常の支援。
78%が薬物乱用やメンタルヘ
ルスについての支援を受けなかった。

Henggler
1999a

治療条件への無作為割付け。治療開始
時、治療後、治療後6 ヵ月、治療後 12ヶ月のデータを収集。

サウスカロライナ州チャールストン郡の薬物乱用もしくは依存である 12～17 歳の犯罪少年
120 人（平均逮捕歴 2.9
回。平均 15.7 歳。男性
79%。黒人 50%、白人
47%。）

MST は修士レベルと学士レベルのメンタルヘルスの専門家によって実施された。平均 130日（sd 32）、接触は 40 時間（範囲 12～187 時間、sd 28）

Henggeler
1999b

MST、または精神科に緊急入院措置となりそれに同意することへの無作為割付け。封をした封筒を病院のクライシスケースワーカ

サウスカロライナ州チャールストン郡の施設外に居住している入院相当の精神疾患を有す
る 10～17 歳の 160 人の青年。男性 65%。黒人
65%。家族の 70%が公追加の医療スタッフ（精神科 青年期の精神科的医、クライシスケースワーカ 症状( BSI の中のー）による MST と薬理学的介 GSI)、内面化・外入 。平 均期間 は 127 日 （ sd 面化した行動的問
32）；医療支援は平均 92 時間。 題(CBCL)、薬物使
用（薬物使用に対、自尊
サウスカロライナ医科大学の する尿検査）

対にした計画は維持されなかった。収集されたが分析や報告されなかったデータは、薬物使用に対する尿検査（治療前に低い値）、介護者による症状（T1 時点で正常範囲 ）。 プ ロ グ ラ ム 費 用 は 、

B

B

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

的 扶 助 を 受 け て い る 。 青少年精神科病棟に入院。
（初期の報告ではこの
研 究 に お け る 最 初 の 2 つの群で、類似した向精神薬
116 人を含んでいる。） (タイプと頻度）を使用。

心（自己報告）、社会的機能、家族機能（FACESⅢ）、参加者の満足度、学校への出席と居住状態（毎月、電話で支援利用調査が実施された）。調査
スタッフは、家、病院、もしくは電話でこうした調査を実施した。

MST が 1 人につき 5,954US
ドル、入院は 1 人につき6,174US ドル。増分費用(他の措置)を含んだ合計費用はMST が 8,017US ドル、入院は 7,878US ドル。

Leschied 2002

治 療 条 件 へ の 無 作 10～18 歳（平均 14.6 歳） MST は 4.9 ヶ月にわたり、平為割付け。
の 409 人の犯罪少年。 均 34 セッション。
オンタリオ州の 4 地域
で、うち 2 地域は保護観 少年司法における通常の支援察からのみ係属された。 には、保護観察官によって作ら全体で男性 74%、アボ れたケース・マネジメント計画
リジニが 13%。MST の と、治療要素による介入を含む。
27%のケースが脱落。

起訴、有罪判決、施設収容、ソーシャルスキル、親の監督、家族機能。

未公表のデータ。MST の推定費用は非調査条件下で 1
ケースにつき 6,000～7,000ドル(CDN)。MST の実質費
用は 1 ケースにつき 25,000ドル(CDN)。

B

Ogden 2004

治 療 条 件 へ の 無 作 ノルウェーの 4 地域で MST 対 通常の支援（家庭外為割付け。
反社会的行動の問題を 配置措置、在宅での観察等）
持つ 12～17 歳（平均 15歳）の青年の 104 家族。
4 家族が MST への参加を拒否。残りの 100 のうち、男性が 63%。

内面化・外面化した行動の問題、社会的コンピテンス、家族機能、家
庭外配置措置、治療への満足度。

MST の 4 ケースが差し替えられた。MST への割付けのオッズがもともと 5/9 を仮定しており、MST のケースの比率は予想より高い。追加データの収集と分析は進行中。
調査者が脱落者を追跡していないので、ITT 解析は不可能。

Bーが開封する方法
で割付けを決定。対毎に、治療前(T1)、
入院させられた青年が退院した後(T2)、MST 終了時(T3)、その後の介入時(T4)、1 年後の介入時(T5)に心理社会的査定を実施。

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

除かれた研究の特徴
研究 ID
01

除かれた理由Baronski & Aos 2004

治療への非無作為割付け。
（ワシントン州における現在進行中のMST に対するウエイティング・リストとの比較研究）

Brunk 1987

脱落者についてのデータがない、追跡データがない、主効果が報告されていない、サブ・グループのみ（虐待 対 ネグレク
ト）に関する治療後のデータ（平均）のみ、特に有意でない結果（Fs がない）等、効果の大きさの計算(sds がない)に対するデータが不十分。

Cunningham 2001

治療への非無作為割付け。（退学や裁判所への係属相当の中学生を対象とした MST の擬似実験的研究。）

Ellis 2003

社会的、情動的、行動的問題のある青年に焦点をあてていない。
（タイプ 1 の糖尿病のある青年を含んでいる。
）

Henggeler 1986

治療への非無作為割付け。（MST の都市部の非行少年、他の治療を受けている非行少年、非行をしていない少年についての擬似実験的比較。）

Little 2004

認可された MST プログラムでない。

Pendley 2002

社会的、情動的、行動的問題のある青年に焦点をあてていない。
（タイプ 1 の糖尿病のある青年を含んでいる。
）

Randall 1999

治療への非無作為割付け。
（2 つの近隣地域の住人の擬似実験的比較。）

Rosenblatt 2001a

治療への非無作為割付け。（ハワイの行動障害等の青年の非実験研的研究。
）

Satin 2000

治療への非無作為割付け。
（ニューヨークの深刻な少年犯罪者に対する施設収容措置に続くアフターケアとして行われた MSTの擬似実験的研究。）

Schoenwald 2003

治療への非無作為割付け。（MST と家族のアウトカムをセラピストが行う擬似実験的研究。）

Sutphen 1993

治療への非無作為割付け。
（8 人の初犯者に対する MST の非実験的研究。）

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

Thomas 2002

治療への非無作為割付け。（テキサス州ガルベストンの深刻な犯罪少年に対するプログラムの非実験的研究。
）

TimmonsMitchell 2003

治療への非無作為割付け。
（オハイオ州スターク郡の裁判に係属されている家庭内暴力の青年を対象とした進行中の擬似実験
的研究。）

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

現在進行中の研究の特徴
研究 ID

仮題目

参加者

介入

アウトカム

11
Borduin 2001

性犯少年の再調査

性犯

Dawe 2001

オーストラリア

メタドン維持療法に参 MST の 12 セッション 児童の行動、親の機能、親の加している 1 人以上の まで 対 短期の家族に 薬物乱用
親を持つ家庭
焦点をあてた介入 対標準的なケア（ケースワーカーと月毎に接触）Grisson 2003

アパラチア地方

8 つの貧しい郡で反社 MST 対 通 常 の 支 MST の実施
会的行動のために裁判 援；地域社会で組織化された介入 対 介入なに係属している青年
しHenggeler 1999e

サウスカロライナ州 薬物乱用・依存の犯罪 US 対 薬物裁判所 対チャールストンの薬 少年とその家族
薬 物 裁 判 所 +MST 対物裁判所
薬 物 裁 判 所 +MST+ 地
域社会の支援強化（CRA モデル）開始日

MST 対 少 年 司 法 支 再犯、家庭外配置措置、行動
援的問題、友人関係、家族関係、
学業成績、介護者の精神疾患
症状

問合せ先

注釈

Charles Borduin, U 無作為割付けof MO

SusanDawe, Griffith
University

無作為割付け2003

Charles Glisson, U 擬似実験？
of TN, Knoxville

薬物使用、犯罪行動、精神機
能、家族機能、友人関係と学校関係、支援活用、費用対効
果1999

Scott Henggeler, Jeff 無作為割付け
Randall

Henggeler 1999f

アルコール乱用の非 アルコール乱用または MST+CRA 対 通常の アルコールと薬物使用、犯罪
行少年を対象にした 依存の非行少年
地域社会の支援活動、メンタルヘルス、家族
関係、友人関係、学校への出MST席、支援活用、費用

1999

Scott Henggeler

無作為割付けHenggeler 2003c

性 犯 を 対 象 と し た 性犯少年
MST の効果

2003

Scott Henggeler

無作為割付けMST 対 通常の支援

犯罪活動、メンタルヘルス、
薬物使用、家族関係、友人関訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

係、就学、支援活用、施設、費用
MST 対 州 外 の 施 設 再犯、支援、措置費用
収容治療

Miller 1998

デラウェアの安全ケ 深刻な犯罪少年
アプロジェクトの代
替案

Rosenblatt 2001b

ハワイの一連のケア

Schoenwald 2000

MST の一連のケア 家庭外配置措置相当の MST を基盤にした一 メンタルヘルス、薬物使用、（ フ ィ ラ デ ル フ ィ 深刻な情動障害を持っ 連のケア 対 通常の地 犯罪活動、家族機能、学校機ア）
た犯罪少年
域社会の支援能、支援活用、費用

Sundell 2003

スウェーデン

Swenson 2000

NIMH 資 金 援 助 を 児童に身体的虐待を行 MTS 対 集 団 行 動 に 児童、親、家族、支援システ
受けた効果研究っている家族
よる親訓練
ムのアウトカム；再犯、コスト

深刻な精神障害を持つ MST 対 通常の支援
青年

バンダービルト大学

MST 対 通常の支援

Marsha Miller

無作為割付け。最初の 2
年間は治療への忠実性が少なく医療スタッフ 100％が入れ替わっている。

Rosenblatt, Rowland 無 作 為 割 付け。計画は早期に終了。

MST

TimmonsMitchell オハイオ州スターク 163 人の犯罪少年
2000 郡Weiss 2003

1995

2000

臨床的、教育的アウトカム、
再犯、家庭外配置措置

行動障害を持つ判決前 MST+公立学校の中程 親・子それぞれの個人的機能、の中高生 160 人
度 の 介 入 プ ロ グ ラ ム 家族関係、友人関係、法シス
テムへのかかわり、費用対効(MIP) 対 MIP のみ果

1999

Sonja Schoenwald

無作為割付けKnut Sundell

無作為割付けが計画

Cynthia Swenson, U 無作為割付け
of MS Baltimore
Jane
TimmonsMitchell

無作為割付けBahr Weiss,
Vanderbilt

無作為割付け訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

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訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

Glisson 2003
＜空欄＞

｛未公表のデータのみ｝

Henggeler 1999e＜空欄>｛未公表のデータのみ｝

Henggeler 1999f＜空欄>｛未公表のデータのみ｝

Henggeler 2003c＜空欄>｛未公表のデータのみ｝

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＜空欄>

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訳：

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*その研究に対する主要な参考文献を示す

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）｛未公表のデータのみ｝

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

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訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

比較表
01

02

03

04

05

家庭外配置措置01 施設収容01 ITT
02 ITT非標準化期間
03 対でない研究
04 除外のあるITT
02 収容日数01 ITT
02 ITT非標準化期間
04 除外のあるITT
03 入院
03 対でない研究
逮捕または有罪判決
01 逮捕または有罪判決
01 ITT
02 ITTオッズ変数
03 対でない研究
05 除外のあるITT
02 逮捕または有罪判決の回数
01 ITT
02 ITTオッズ変数
03 対でない研究
04 除外のあるITT
薬物使用
01 6ヵ月の追跡時点でマリファナのスクリーニングでプラス
02 6ヵ月の追跡時点でコカインのスクリーニングでプラス
03 6ヵ月の追跡時点で自己報告によるアルコール／マリファナ使用
04 6ヵ月の追跡時点で自己報告によるアルコール／マリファナ以外の薬物使用自己報告された非行
01 自己報告された非行
05 TOT友人関係
01 友人関係：MPRI絆
05 TOT02

友人関係：MPRI攻撃性
05 TOT
03 友人関係：MPRI成熟性
05 TOT
04 社会的コンピテンス
03 対でない研究

訳：

05 TOT07 青年の行動や症状
01 行動的問題（RBPC得点）
05 TOT
02 青年の精神医学的症状
05 TOT
03 内面化行動
03 対でない研究
05 TOT
04 外面化行動
03 対でない研究
05 TOT
08 親の行動や症状
01 親の精神医学的症状
01 TOT
09 家族機能
01 FACES凝集性
03 対でない研究
05 TOT
02 FACES適応性
03 対でない研究
05 TOT中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

追加の図
Figure 01
MSTのレビューのために選ばれた研究
2003年1月の調査結果（該当件数は重複を含む）
事前調査（n=204）、個人的接触（n=13）、
電子データベース（n=411）、インターネット検索（n=4568）
合計（n=5290）

重複していない文献
事前調査（n=59）、個人的接触（n=12）、電子的手段（n=195）
合計（n=266）

タイトルと要約から無関係と判断された文献（n=171）

不適格である記述的研究やレビュー（n=62）

除かれた研究（n=14）
無作為割付けでない研究が10
医療問題を抱えた青年のために研究が2認可されたMSTプログラムでない研究が1
主効果に関するデータがない研究が1収集された全文報告（n=95）

35の独立したMSTのアウトカム研究に関連した報告書（n=33）

終了していない、または利用できないデータのある現在進行中の研究(n=13)

対象となった研究（n=8）

訳：

注
未公表のCRG注釈
Review Manager 4.2.3から出されたもの
Review Manager 4.2.3から出されたもの
公表された注釈
修正されたセクション
表紙
概要
要約
背景
目的
本レビューの対象とする研究の選択基準
研究の探索手法
レビューの方法
研究の記述含まれた研究の方法論的質
結果考察
レビューワの結論
謝辞
利害についての起こりうる対立
参考文献
その他の参考文献
含まれた研究の特徴
除かれた研究の特徴
現在進行中の研究の特徴
比較、データ、または分析
追加の図表

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

共同レビューワの詳細な連絡先
Burnee' Forsythe
Graduate School of Social Work and Social Research
Bryn Mawr College
300 Airdale Rd.
Bryn Mawr
PA USA
19010
Telephone 1: 1 610 520 2600
E-mail: bforsyth@brynmawr.edu
Melania Popa
Graduate School of Social Work and Social Research
Bryn Mawr College
300 Airdale Rd.
Bryn Mawr
PA USA
19010
Telephone 1: 1 610 520 2600
E-mail: mpopa@brynmawr.edu

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

レビュー：10～17歳の青年の社会的、情動的、行動的問題に対するマルチシステミック療法（キャンベル版）
含まれた研究の合計数：8
比較またはアウトカム
01 家庭外配置措置
01 施設収容
02 収容日数
03 入院
02 逮捕または有罪判決
01 逮捕または有罪判決
02 逮捕または有罪判決の回数
03 薬物使用
01 6ヵ月の追跡時点でのマリファナのスクリーニングでプラス
02 6ヵ月の追跡時点でコカインのスクリーニングでプラス
03 6ヵ月の追跡時点で自己報告によるアルコール／マリファナ使用
04 6ヵ月の追跡時点で自己報告によるアルコール／マリファナ以外の薬物使用
04 自己報告された非行
01 自己報告された非行05 友人関係
01 友人関係：MPRI絆
02 友人関係：MPRI攻撃性
03 友人関係：MPRI成熟性
04 社会的コンピテンス
07 青年の行動や症状
01 行動的問題（RBPC得点）

研究数 参加人数

統計的手法

効果の大きさ

4
3

766
648

オッズ比(変量) 95%の信頼区間
SMD (変量) 95%の信頼区間オッズ比(母数) 95%の信頼区間

0.61 [0.27, 1.39]- 0.31 [-0.72, 0.10]
合計なし

5
5

803
782

オッズ比(変量) 95%の信頼区間
SMD(変量) 95%の信頼区間

0.39 [0.14, 1.05]-0.16 [-0.40, 0.08]

オッズ比(母数) 95%の信頼区間オッズ比(母数) 95%の信頼区間
SMD (母数) 95%の信頼区間
SMD (母数) 95%の信頼区間

合計なし
合計なし
合計なし
合計なし

3

304

SMD (変量) 95%の信頼区間- 0 21 [-0.50, 0.08]

3
3
3
3

322
322
322
265

SMD (変量) 95%の信頼区間
SMD (変量) 95%の信頼区間
SMD (変量) 95%の信頼区間
SMD (変量) 95%の信頼区間- 0.06 [-0.28, 0.16]- 0.18 [-0.40, 0.04]- 0.05 [-0.27, 0.17]- 0.07 [-0.32, 0.17]

3322

SMD (変量) 95%の信頼区間- 0.50 [-1.42, 0.42]

訳：
02 青年の精神医学的兆候
03 内面化行動
04 外面化行動

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

3
2
2

379
209
209

SMD (変量) 95%の信頼区間
SMD (変量) 95%の信頼区間
SMD (変量) 95%の信頼区間- 0.24 [-0.51, 0.02]- 0.09 [-0.39. 0.21]- 0.18 [-0.46, 0.09]

08 親の行動や症状
01 親の精神医学的兆候

4435

SMD (変量) 95%の信頼区間- 0.05 [-0.30, 0.20]

09 家族機能
01 FACES凝集性
02 FACES適応性

5
5

531
531

SMD (変量) 95%の信頼区間
SMD (変量) 95%の信頼区間

0.08 [-0.12, 0.28]- 0.01 [-0.27, 0.24]

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）

訳：

中戸川清夏・佐藤梢・藤野京子（早稲田大学）