Doshisha Clinical Psychology: Therapy and Research
2021, Vol. 11, No. 1, Pp. 25-35

研究論文

親評定尺度に基づく児童青年の抑うつ症状に関する検討
Depressive symptoms in children and adolescents based ona parent-rating scale

岸田広平１，２Kohei KISHIDA

津田征海３ 石川信一２

Masami TSUDA

Shin-ichi ISHIKAWA

要

約
本研究の目的は，親評定による子ども用抑うつ評価尺度の信頼性と妥当性の検討および標準データの構築を行うことであった。児童青年1,876名（平均年齢10.53±2.63歳：女子46.50％，男子53.50％）の親を対象にオンライン調査を実施した。本研究では，子ども用抑うつ評価尺度（Depression SelfRating Scale for Children）の項目を用いて，親評定による抑うつ評価尺度（Depression ParentRating Scale for Children：DPRS-C）として使用した。確認的因子分析の結果，DPRS-C の2因子構造の構造的妥当性が確認され，各因子の内的整合性についても高い値が得られた。さらに，親評定の抑うつ症状と不安症状には中程度の正の相関（r ＝.44）が示され，DPRS-C の構成概念妥当性が支持された。続いて，標準データを算出するために，全体の合計得点と標準偏差を算出した。次に，
参考データとして，抑うつ症状の高い子どもの割合を検討した結果，13.31％（243/1,826名）の子どもがカットオフ値（16点）を上回ることが示された。最後に，本研究の結果を踏まえて，子どもの抑うつ症状に対して，親からの情報を含めて査定や介入を行う際に注意すべき点が議論された。
キーワード：児童青年，抑うつ症状，親評定，オンライン調査

とまって起きるという特徴をもつ障害群である

問題と目的（APA, 2013）。児童青年の抑うつ障害の時点

児童青年において抑うつ障害は頻繁にみられ有病率や1年有病率については，児童は1-3％でる精神疾患の1つであることが知られている。

あり，青年は2-13％であることが報告されてい抑うつ障害群とは，悲しみ，活動性の減退，食る（Abela & Hankin, 2008）。生 涯 有 病 率 を

欲や睡眠の問題，死についての反復思考などに見ると，児童は1％程度であるものの，青年は代表されるいくつかの症状が，一定期間以上ま24％を示す研究も報告されている（Abela &。本邦の小学4年から中学1年のHankin, 2008）

１

同 志 社 大 学 研 究 開 発 推 進 機 構（Organization for
Research

２

Initiatives

andDevelopment,

Doshisha

University）

時点有病率が示されている（傳田，2008）。また，

同志社大学心理学部（Faculty of Psychology, Doshisha

中学1-2年の328名において，4.9％の抑うつ障

University）
３

738名については，1.5％という抑うつ障害群の同志社大学大学院心理学研究科（Graduate School of
Psychology, Doshisha University）

害群の時点有病率と8.8％の抑うつ障害群の生涯有病率が示されている（佐藤・下津・石川，- 25 -

心理臨床科学，第11巻，第１号，25-35，2021
2008）。さらに，抑うつ障害を有する青年は，性と妥当性が確認されている（島他，1985）。

成人期の自殺や抑うつ障害の再発の危険性が高DSRS-C は，児童青年の抑うつ症状を測定す

まり，仕事，社会，家族関係などの困難を示する尺度であり，本邦において最も使用されていこ と が 報 告 さ れ て い る（Weissman et al.,る自己評定の抑うつ評価尺度である。日本語版

1999）。以上のように，児童青年の抑うつ障害

DSRS-C についても信頼性と妥当性が確認さは見逃すことのできない問題であり，適切な心れている（村田・清水・森・大島，1996；永井，

理査定の確立や，それに基づく適切な早期介入

2008；佐藤，2008）。DSRS-C は「活動性およが求められている。

び楽しみの減退」と「抑うつ気分」の2因子構

児童青年の抑うつ症状に対する心理査定には，造が示されており（永井，2008；佐藤・新井，

自己評定や親評定の評価尺度，専門家による半

2002；佐藤，2008），不安症状との中程度の正構造化面接や行動観察といった方法が用いられの 相 関 が 示 さ れ て い る（r ＝.47：Ishikawa,ている（石川，2011；佐藤・石川・下津・佐藤，Sato, & Sasagawa, 2009）。

2009；竹島・松見，2013）。専門家による診断

本邦の児童青年を対象に最も使用されている

面接や行動観察は抑うつ症状の査定において非自己評定の抑うつ評価尺度は DSRS-C であり，常に有益な情報を提供できる。一方で，実施すい く つ か の 標 準 デ ー タ が 構 築 さ れ て い る。

る専門家の不足や評定者の訓練に時間がかかる

Denda, Kako, Kitagawa, & Koyama（2006）

といった問題があり，多くの児童青年の心理査は2,453名の小学1年生から中学3年生の児童青定を一斉に実施することが難しいという限界が年を対象として，DSRS-C を用いた横断調査ある。多くの児童青年から一早くリスクのあるを実施した。その結果，年齢の増加とともに抑対象者を見つけ，適切な早期介入に結び付ける

うつ症状が増加することが示された。一方で，ためには，比較的簡易に実施ができる自己評定

女子が男子よりも得点は高いものの，有意な結や親評定の評価尺度を用いた効率的な心理査定

果は示されなかった。加えて，14.9％の対象者が有益である。

が カ ッ ト オ フ 値（15 点：Birleson, Hudson,

本邦において，児童青年の抑うつ症状に対す

Buchanan, & Wolff, 1987）を上回る得点をる心理査定として最も頻繁に使用されている方示していた。また，小学1年生から6年生の児童法は，自己評定尺度を用いた方法である。代表

では10.5％，中学1年生から3年生の青年では的 な 自 己 評 定 の 抑 う つ 症 状 尺 度 と し て は，

27.9％という割合が示された。次に，佐藤（2008）

Children’sは3,324名の小学4年生から6年生の児童を対象

Depression

Inventory（CDI；，Center for Epidemiological
Kovacs, 1985）

として DSRS-C を用いた横断調査を実施した。

，
Studies Depression（CES-D；Radloff, 1977）

佐藤（2008）の使用した DSRS-C は実施上のDepression Self-Rating Scale for Children問題を考慮して，自殺といじめに関する2項目（DSRS-C；Birleson, 1981），の3つがある。

を削除している。検討の結果，抑うつ症状は女

CDI は，成人の抑うつ症状を測定する Beck

子が男子よりも有意に高いことが示されものの，

Depression Inventory（BDI；Beck & Steer,

学年による差は示されなかった。カットオフ値

1933）を基にして，児童青年の抑うつ症状を測（16点：村田他，1996）を上回る児童の割合は定するために開発された尺度である。世界的に全体で11.6％であった（児童男子10.0％，児童も最も使用されている尺度であり，日本語版

女子13.5％）。最後に，永井（2008）は2,383名

CDI についても信頼性と妥当性が確認されての中学1年生から3年生の青年を対象にして，いる（真志田他，2009；Ozono et al., 2019）。

DSRS-C を用いた横断的調査を実施した。そCES-D は，15歳以上の抑うつ症状を測定するの結果，抑うつ症状は女子が男子よりも高いこ尺度であり，日本語版 CES-D についても信頼とが示され，高い学年において症状が高いこと- 26 -

岸田・津田・石川：親評定尺度に基づく児童青年の抑うつ症状に関する検討が示された。カットオフ値（16点）を上回る青目的とする。

年の割合は，全体で30.3％であった（青年男子25.6％，青年女子35.3％）。以上のように，本

方邦の児童青年の抑うつ症状を測定する自己評定の尺度として，DSRS-C は最も多く使用され法

対象者と手続きる尺度の1つである。先行研究をまとめると，

児童青年1,876名（平均年齢10.53±2.63歳：

男子よりも女子の抑うつ症状が高く，学年の増女子46.50％，男子53.50％）の親から取集した加に伴って抑うつ症状が増加すると示された。

データを使用した。当該データは，COVID-19

カットオフ値を超える割合は児童では10-15％

Online-Survey

程度であり，青年では25-30％程度であると示

Adolescents in Japan（J-COSCA；Kishida,

唆され，各発達段階においても女子の割合が高Tsuda, & Ishikawa, 2021）の 一 部 を 用 い た。

いことが示唆された。

J-COSCA は日本に住む6歳から15歳までの子

forChildrenand

上記のように，児童青年の抑うつ症状を測定どもを持つ親を対象としたオンライン調査であする尺度の DSRS-C については，尺度の信頼り，2020年から2021年にかけて実施されている性・妥当性が検討され，標準データが構築され縦断調査である。 本研究では J-COSCA のデーている。一方，本邦では自己評定尺度が整備さタセットから2020年11月末から12月初めに収集れているものの，親評定による抑うつ評価尺度

し た デ ー タ を 使 用 し た。J-COSCA で は，が 整 備 さ れ て い な い。こ れ ま で 自 己 評 定 のCOVID-19に関連した学校閉鎖中（全校閉鎖まDSRS-C の項目は，表現を一部修正した16項

たは一部閉鎖）においては抑うつ症状が悪化す

目の親評定版や一部の項目を利用した9項目のる 可 能 性 が 示 さ れ て い る（Kishida, Tsuda,

親 評 定 版 と し て 利 用 さ れ て お り（石 川 他，

& Ishikawa, 2021）。そのため，学校閉鎖中の2018；高橋他，2006），親評定による子どもの参加者については本研究の分析から除外した。

抑うつ症状の測定尺度としての利用可能性が示

本研究は，筆頭著者の所属学部における倫理審されている。しかし，全18項目を用いて，親評査委員会の承認を得て実施した（202017）。また，定による子どもの抑うつ症状を検討した研究は参加者全員からインフォームドコンセントを得ない。簡便に児童青年の抑うつ症状を査定するた上でオンライン調査を実施した。

方法として，自己評定だけではなく親評定による子どもの抑うつ症状を査定する尺度が整備さ

調査材料

れれば，多面的な児童青年の抑うつ症状の査定が可能になり，適切な早期介入につながる。ま親評定による子ども用抑うつ評価尺度（DPRS-C）

子どもの抑うつ症状を測定する

た，子ども用と同様の全18項目を用いることで， た め の 尺 度 で あ る DSRS-C の 全 18 項 目
自己評定と親評定の比較検討を行うことが可能（Birleson, 1981）を親評定版として使用した。

になる。

項目については，村田他（1996）と同様の自己本研究では，児童青年を持つ親を対象にして評定版の項目を使用した。教示は，「以下に，

DSRS-C の項目を用いて，親評定による子ど

子どもについて記述した質問項目があります。

も 用 抑 う つ 症 状 尺 度（Depression Parent-

それぞれの質問について，あなたのお子さんのRating Scale for Children：DPRS-C）とし

この1週間の気持ちを最もよく表している箇所1ての信頼性・妥当性を検討することを目的とす

つに〇をつけてください。」とした。先行研究

る。さらに，親評定による子どもの抑うつ症状（永井，2008；佐藤・新井，2002）に基づいて，について標準データを構築し，カットオフ値（16「活動性および楽しみの減退」に関する項目（項点）を上回る児童青年の割合を算出することを目1，項目2，項目4，項目7，項目8，項目9，項- 27 -

心理臨床科学，第11巻，第１号，25-35，2021
目11，項目12，項目13，項目16）は逆転項目とつ 症 状 と の 相 関 係 数 を 算 出 し た。先 行 研 究して処理した上で記述統計や統計分析に用いた。 （Ishikawa et al., 2009；佐藤，2008）に基づ
全18項目はそれぞれ3件法（0-2点）で評価し，いて，DPRS-C と SCAS-P においても中程度得点可能範囲は「抑うつ症状」は0-36点，「活の正の相関（.40＜r ＜.59）がみられるという動性および楽しみの減退」は0-20点，「抑うつ仮説を立てた。なお，相関係数の絶対値を，.80

気分」は0-16点であった。得点が高いほど，抑以上で非常に強い相関，.60から .79で強い相うつ症状が高いことを示している。

関，.40から .59で中程度の相関，.20から .39
forで弱い相関，.19以下で相関がないと判断した。

Parent（SCAS-P：Nauta et al., 2004） 子どSpenceChildren’s AnxietyScale

次 に，標 準 デ ー タ を 構 築 す る た め に，もの不安症状を測定するための尺度である

DPRS-C の合計得点および各下位尺度得点に「以下
SCAS-P の全38項目を用いた。教示は，ついて，平均得点と標準偏差を算出した。まず，に，子どもについて記述した質問項目がありま

母親評定と父親評定の得点の差異を検討するたす。それぞれの質問について，あなたのお子さ

めに t 検定を実施した。その後，全体得点と下んを最もよく表している箇所1つに○をつけて

位尺度得点を従属変数として，性別と発達段階ください。なお，全ての質問にお答え下さい。
」

を要因とする多変量分散分析および単変量分散であった。SCAS-P 日本語版の信頼性と妥当分析を実施した。加えて，先行研究と比較した性は Ishikawa et al.（2014）によって確認さ際 の 不 安 症 状 の 高 低 を 検 討 す る た め に，れている。全38項目はそれぞれ4件法（0-3点）

SCAS-P の全体得点についても平均得点と標で評価し，得点可能範囲は0-114点であった。

準偏差を算出し，全体得点に対して単変量分散

得点が高いほど，高い不安症状を示している。

分析を実施した。なお，DPRS-C については自本研究における内的整合性はα ＝.94であった。

殺関連思考への回答を検討するために，各項目の回答者の割合を算出した。最後に，参考デー
タとして，抑うつ症状の高い児童青年について

分析計画
本研究では，DPRS-C の信頼性・妥当性の検討するために，自己評定版のカットオフ値

検討および標準データの構築することを目的と（16点：村田他，1996）を使用して，抑うつ症

している。まず，構造的妥当性を検討するため状の高い児童青年の割合を算出した。χ２ 検定に，最尤推定法を用いた確認的因子分析を実施

を用いて，発達段階と性別において割合に差がし た。適 合 度 指 標 に は，Goodness Fit of

あるかを検討した。なお，本研究では6-11歳をIndex（GFI），Adjusted Goodness of Fit

児 童，12-15 歳 を 青 年 と し た。統 計 解 析 に は

Index（AGFI），Comparative Fit of Index

SPSS 27を用い，確認的因子分析には AMOS

（CFI），Root

27を用いた。

Mean

SquareError

ofApproximation（RMSEA）を 用 い た。GFI，
AGFI，CFI は0.9以上で当てはまりが良いと結判断し，RMSEA は0.05以下で当てはまりが良く，0.1以上で当てはまりが良くないと判断

果

信頼性と妥当性の検討した（豊田，2007）。先行研究（永井，2008；

構造的妥当性を確認するために，2因子構造

佐藤・新井，2002）に基づいて，「活動性およに基づく確認的因子分析を行った（Table 1）。

び楽しみの減退」と「抑うつ気分」という2因

その結果，2因子構造のモデルの適合度は，GFI子構造の妥当性を検討した。信頼性を検討する＝.994，AGFI＝.929，CFI＝.934，RMSEA＝ためにクロンバックの内的整合性を算出した。

.055であり，RMSEA は .05を上回るものの，次に，構成概念妥当性を検討するために，抑うモデルの適合は概ね良好であると判断された。

- 28 -

岸田・津田・石川：親評定尺度に基づく児童青年の抑うつ症状に関する検討
Table 1

親評定による子ども用抑うつ評価尺度の確認的因子分析の結果
項目

因子負荷量

Ⅰ．活動性および楽しみの減退
7．元気いっぱいだ（R）

.77
.74
.71
.69
.64
.63
.62
.57
.57
.50

12．いつものように何をしても楽しい（R）
13．家族と話すのが好きだ（R）
8．食事が楽しい（R）
2．とてもよくねむれる（R）
4．遊びに出かけるのが好きだ（R）
16．落ちこんでいてもすぐに元気になれる（R）
1．楽しみにしていることがたくさんある（R）
11．やろうと思ったことがうまくできる（R）
9．いじめられていても自分で「やめて」と言える（R）
Ⅱ．抑うつ気分
17．とても悲しい気がする
15．ひとりぼっちの気がする
10．生きていても仕方がないと思う
5．にげ出したいような気がする
3．泣きたいような気がする
18．とてもたいくつな気がする
6．おなかがいたくなることがある
14．こわいゆめを見る

.77
.72
.68
.67
.62
.53
.52
.46

Ⅰ
Ⅱ

Ⅰ
-

Ⅱ
0.28
-

注．
（R）＝逆転項目

各下位尺度に対する因子負荷量は，「活動性お評価尺度（DPRS-C）の構造的妥当性，内的整

よび楽しみの減退」では .50-.77，「抑うつ気分」合性，および，構成概念妥当性が確認された。

では .46-.77，といずれの因子においてもすべてのパス係数は有意であり（p ＜.001），高い

標準データ，分散分析，および，各項目の検討

負荷量が示された。各因子間には有意な相関関

対象者全体の DPRS-C の合計得点の平均得点係が示された（r ＝.28，p ＜.001）。内的整合

は M ＝8.58（SD ＝5.46）点であった。なお，母性は，合計得点である「抑うつ症状」
ではα ＝.85， 親評定の平均得点は8.25±5.40，父親評定の平と高い値が示された。次に，各下位尺度は「活均得点8.78±5.48であり，得点の差は大きくは動性および楽しみの減退」ではα ＝.88，「抑うないものの，父親評定の方が統計的に有意に高つ気分」ではα ＝.88，と高い値が示された。

いことが示された（t（1820）＝2.07，p ＜0.05）。

続いて，構成概念妥当性を示す仮説検証を行う

次に，DPRS-C の合計得点「抑うつ症状」

ため DPRS-C と SCAS-P の相関係数を算出しと各下位尺度得点「活動性および楽しみの減退」

た。その結果，抑うつ症状と不安症状は r ＝.44

「抑うつ気分」を従属変数として，発達段階とと中程度の相関係数が示され，構成概念妥当性

性別を要因とする多変量分散分析を実施した結に関する仮説（.40＜r ＜.59）が支持された。

果，Wilks のΛ は，発達段階の主効果は有意以上のことから，親評定による子ども用抑うつであり（p ＜.001），性別の主効果と交互作用- 29 -

心理臨床科学，第11巻，第１号，25-35，2021には有意な結果は示されなかった。続いて，単ていることがたくさんある（M ＝0.84，SD ＝変量分散分析の結果，交互作用には有意な結果

0.60）」であり，自己評価の低下，気分回復のは示されなかった。一方，「抑うつ症状」にお遅れ，楽しみの減退などに関する項目が見られいて，性別の主効果は有意な差が示されなかった。続いて，項目平均得点の低い項目は「生きたものの，発達段階の主効果は有意な差が示さていても仕方がないと思う（M ＝0.11，SD ＝れ（p ＜.01），児童よりも青年において高かった。

0.35）」「ひとりぼっちの気がする（M ＝0.16，

同様に，「活動性および楽しみの減退」につい「とても悲しい気がする（M ＝0.16，
SD ＝0.41）」ても，性別の主効果は有意な差が示されなかっSD ＝0.40）」で あ り，自 殺 関 連 思 考，孤 独 感，

たものの，発達段階の主効果は有意な差が示さ

気分の低下，などに関する項目が見られた。なれ（p ＜.001），児童よりも青年において高かっお，上位10項目すべてが「活動性および楽しみ

た。一方，「抑うつ気分」については，発達段の減退」の項目であり，下位8項目すべてが「抑階と性別の主効果は有意な差は示されなかった。

うつ気分」の項目であった。なお，自殺関連思

続いて，対象者全体の SCAS-P の合計得点の考「生きていても仕方がないと思う」について

平均得点は M ＝12.29（SD ＝13.57）点であっは，0点をつけた回答者の割合は90.20％，1点た。SCAS-P の合計得点を従属変数として，発をつけた回答者の割合は8.49％，2点をつけた

達段階と性別を要因とする単変量分散分析の結

回答者の割合は1.31％であった。

果，交互作用に有意な結果は示されなかったものの，発達段階の主効果（p ＜.001）と性別のカットオフ値（16点）を上回る児童青年の割合

主効果（p ＜.01）において有意な結果が示さ

合計得点がカットオフ値（16点）を上回った

れた。これにより，児童の方が青年より不安症者の割合を算出した（Table 4）。その結果，カッ状が高いことが示され，女子の方が男子より不トオフ値を上回る者は全体で13.31％であった。

安 症 状 が 高 い こ と が 示 さ れ た。DSRS-C と発達段階別の割合を算出した結果，児童では

SCAPS-P の分散分析の結果を Table 2に示す。

12.72％，青年では14.27％という割合が示され次に，各項目について検討を行った。各項目

た。性 別 の 割 合 を 算 出 し た 結 果，女 子 で はの 平 均 得 点，標 準 偏 差，各 項 目 の 回 答 率 を

14.72％，男子では11.84％という割合が示されTable 3に示す。項目平均得点の高い項目は，た。次に，カットオフ値を上回る児童生徒の割「やろうと思ったことがうまくできる（M ＝0.96，

合について，発達段階別または性別の関連につ」「落ちこんでいてもすぐに元気にSD ＝0.61）

いてχ２ 検定を実施した結果，児童と青年（χ２

なれる（M ＝0.86，SD ＝0.72）」「楽しみにし（1）＝0.88，p ＝.35）および女子と男子（χ２（1）Table 2

親評定による抑うつ症状と不安症状の平均得点，標準偏差，および，分散分析の結果
児童（6-11歳）

青年（12-15歳）

児童青年（6-15歳）

女子

男子

合計

女子

男子

合計

女子

男子

合計

M

8.29

8.17

8.23

9.13

9.16

9.15

8.58

8.58

8.58

SD

5.56

5.31

5.44

5.82

5.18

5.45

5.66

5.28

5.46

Ⅰ．活動性および

M

6.46

6.41

6.43

7.35

7.64

7.52

6.77

6.92

6.85

楽しみの減退

SD

4.57

4.30

4.43

4.61

4.29

4.42

4.60

4.34

4.46

抑うつ症状

Ⅱ．抑うつ気分
不安症状

M

1.83

1.76

1.79

1.78

1.52

1.63

1.81

1.66

1.73

SD

2.34

2.35

2.34

2.49

2.26

2.36

2.39

2.31

2.35

M

14.04

12.98

13.50

11.74

9.29

10.32

13.25

11.45

12.29

SD

13.74

13.65

13.70

13.62

12.69

13.13

13.74

13.38

13.57

注．分散分析の自由度は（1，1822），＊＊ p ＜.01，＊＊＊ p ＜.001- 30 -

発達段階

性別

交互作用

F

F

F

12.01＊＊

0.03

0.08

24.09＊＊＊ 0.30

0.64

1.51

0.73

2.02

20.92＊＊＊ 7.23＊＊

1.12

岸田・津田・石川：親評定尺度に基づく児童青年の抑うつ症状に関する検討
Table 3

親評定による子ども用抑うつ評価尺度の平均得点，標準偏差，および，回答者の割合
項目

Ⅰ．活動性および楽しみの減退
11．やろうと思ったことがうまくできる（R）
16．落ちこんでいてもすぐに元気になれる（R）
1．楽しみにしていることがたくさんある（R）
9．いじめられていても自分で「やめて」と言える（R）
12．いつものように何をしても楽しい（R）
4．遊びに出かけるのが好きだ（R）
8．食事が楽しい（R）
7．元気いっぱいだ（R）
13．家族と話すのが好きだ（R）
2．とてもよくねむれる（R）
Ⅱ．抑うつ気分18．とてもたいくつな気がする
14．こわいゆめを見る
6．おなかがいたくなることがある
3．泣きたいような気がする
5．にげ出したいような気がする
15．ひとりぼっちの気がする
17．とても悲しい気がする
10．生きていても仕方がないと思う

M

SD

0.96
0.86
0.84
0.81
0.80
0.63
0.52
0.51
0.50
0.42
0.35
0.32
0.26
0.19
0.18
0.16
0.16
0.11

回答者の割合
0点

1点

2点

0.61
0.72
0.60
0.70
0.64
0.72
0.64
0.65
0.62
0.62

20.54％
33.68％
26.94％
35.93％
32.31％
51.04％
55.91％
56.85％
56.68％
65.17％

63.03％
46.71％
62.05％
47.04％
55.64％
35.05％
36.14％
34.88％
36.86％
27.93％

16.43％
19.61％
11.01％
17.03％
12.05％
13.91％
7.94％
8.27％
6.46％
6.90％

0.53
0.49
0.47
0.42
0.41
0.40
0.41
0.35

67.69％
68.73％
75.47％
81.87％
83.24％
85.82％
85.60％
90.20％

29.57％
30.28％
23.11％
16.92％
15.55％
12.76％
12.87％
8.49％

2.74％
0.99％
1.42％
1.20％
1.20％
1.42％
1.53％
1.31％

注．
（R）＝逆転項目

Table 4

16点以上
16点以上
全体

n
N

カットオフ値を上回る児童生徒の割合

児童（6-11歳）
女子
男子
合計
13.80％ 11.67％ 12.72％
77
67
144
558
574
1132

青年（12-15歳）
女子
男子
合計
16.49％ 12.66％ 14.27％
48
51
99
291
403
694

児童青年（6-15歳）
女子
男子
合計
14.72％ 11.84％ 13.31％
125
118
243
849
997
1826

＝2.76，p ＝.10）の両方において有意な差は

DPRS-C の標準データとして，対象者全体の示されなかった。

平均得点と標準偏差を算出した結果，8.58（SD＝5.46）点という結果が得られた。最後に，考

カットオフ値（16点）を上回る児童青年の割合

察は，全体で13.31％（243/1,826名）であること

本研究の目的は，親評定による子ども用抑うが示された。

つ評価尺度（DPRS-C）の信頼性・妥当性の検確認的因子分析の結果，DPRS-C は「活動性討および標準データの構築を行うことであった。

および楽しみの減退」と「抑うつ気分」の2因子検討の結果，2因子構造の構造的妥当性，内的構造の妥当性が確認され，各因子の高い信頼性

整合性に基づく信頼性，および，仮説検証に基も確認された。本邦の児童青年を対象とした先づ く 構 成 概 念 妥 当 性 が 支 持 さ れ た。次 に，行研究においても，自己評定の抑うつ症状につ- 31 -

心理臨床科学，第11巻，第１号，25-35，2021
いて同様の2因子構造が確認されている（永井， とが示され，学年の増加に伴って抑うつ症状が2008；佐藤・新井，2002）。このことから，本増加することが示されている。本研究の親評定

研究の結果は妥当な結果であると考えられる。

による結果を見ると，青年の方が児童よりも抑次に，不安症状との関連についても，自己評定

うつ症状が有意に高いという結果が示されたもによる先行研究と同様の結果が示され，本研究のの，性別の差は有意な結果が示されなかった。

の仮説が支持された。児童青年の抑うつ障害とこのような結果になった理由の1つとしては，不安症においても高い併存率が繰り返し報告さ親評定において「抑うつ気分」の得点が低く評れており（Cummings, Caporino, & Kendall,

価された影響が考えられる。各項目の平均得点

2014；Garber & Weersing, 2010），抑うつ症

を見ると，自己評価の低下，気分回復の遅れ，状と不安症状の関連の強さは親評定からも再現

楽しみの減退などに関する項目などの「活動性される結果となった。

および楽しみの減退」は比較的高い得点が示さ

6歳から15歳の児童青年全体の DPRS-C の合れている。一方で，自殺関連思考，孤独感，気計得点の平均得点は8.58（SD ＝5.46）点であり，分の低下，などに関する項目などの「抑うつ気児童では8.23（SD ＝5.44）点，青年では9.15分」は比較的低い得点が示されている。このこ（SD ＝5.45）点，と い う 得 点 が 示 さ れ た。

とから，親評定を臨床研究において活用する際

DSRS-C を 用 い た 先 行 研 究（佐 藤，2008）にには，「活動性および楽しみの減退」のようなよると，小学4年生から6年生では，いじめと自比較的観察しやすい行動的要因を報告すること

殺に関する2項目を削除しているものの，9.28

はできるとしても，「抑うつ気分」のような子（SD ＝5.06）点という本研究よりも高い得点

どもの内的体験である感情的・認知的要因を見が示されている。中学1年生から3年生を対象と逃してしまう傾向にあるのかもしれない。

した先行研究（永井，2008）では，12.55（SD

自殺関連思考「生きていても仕方がないと思＝6.42）点という得点が示されている。以上

う」については，1点をつけた回答者の割合はのように，親評定と自己評定は単純には比較で8.49％であり，2点をつけた回答者の割合はきないものの，子どもの抑うつ症状の得点につ

1.31％であった。小中学生に対して自己評定版

いては，自己評定よりも親評定が低くなる可能の DSRS-C を用いた先行研究（Denda et al.,性がある。同様に，本邦の児童の不安症状得点2006）では，1点の割合は13.7％，2点の割合は（SCAS の得点可能範囲：0-114点）においても，4.1％と報告されている。同様に，中学生の自自 己 評 定（25.50 ± 18.75：Ishikawa et al.,

己評定版の DSRS-C を用いた先行研究（永井，2009）よりも親評定（母親評定の平均得点11.13

2008）では1点の割合は20.9％，2点の割合は±8.34，父親評定の平均得点11.47±10.98：

8.6％と報告されている。これらの結果から，

Ishikawa et al., 2014）が 低 く な る 可 能 性 がいずれの割合においても，親評定版の方が自己見て取れる。本研究においても，対象者全体の評定版よりも自殺のリスクを低く見積もってい親評定による不安症状の平均得点は，全体でる可能性がある。自殺関連思考の査定を行う際

12.29±13.57点と親評定の先行研究と同様の得には，親評定の尺度を使用するよりもむしろ，点が示されている。今後は，同一の対象者に対自己評定尺度や半構造化面接を用いて，子ども

して，自己評定と親評定の両方を測定比較するの本人に直接尋ねることが必要かもしれない。

ことにより，詳細な自己評定と親評定の差異に

自己評定版のカットオフ値を使用した参考デー
タを算出した結果，カットオフ値を上回る抑う

ついて検討する必要がある。
DSRS-C を用いた先行研究（Denda et al.,つ症状を有する児童青年の割合では13.31％と2006；永井，2008；佐藤・新井，2002）をまという割合が示され，発達段階と性別では有意なめると，男子よりも女子の抑うつ症状が高いこ差が示されなかった。自己評定の DSRS-C を- 32 -

岸田・津田・石川：親評定尺度に基づく児童青年の抑うつ症状に関する検討
用いた先行研究を概観すると，児童の割合は以上のような限界はあるものの，本研究は10-15％程度，青年では25-30％程度の割合が示

DSRS-C の項目を用いることにより，親評定されており，青年の方が高い割合が示されていによる子どもの抑うつ症状の測定が可能であるる。さらに，いずれの発達段階においても，男ことを明らかにした。今後，子ども，親，専門

子よりも女子の方が高い割合が示されている。

家といった複数の視点から子どもの抑うつ症状

以上のことを踏まえると，親評定による子どもの心理査定を行い，効果的な子どもの抑うつ症

用抑うつ評価尺度を用いた場合，発達段階や性状または抑うつ障害に対する治療的・予防的介別に対して一律のカットオフ値（16点）を用い入が実施されることが望まれる。

ると，特に青年や女子において抑うつ症状の高い対象者を見つけるのが困難である可能性も指引用文献摘できる。例えば，子どもの感情的・行動的問
題 を 測 定 す る Strengths and Difficulties

Abela, J. R., & Hankin, B. L. (Eds.). (2008).

Questionnaire（SDQ）では，自己評定版と親Handbook of

評定版において異なるカットオフ値が採用されand adolescents. New York: Guilfordており，親評定の方が低いカットオフ値が設定

depression

inchildrenPress.

さ れ て い る（Goodman, 2001）。日 本 語 版

American Psychiatric Association (2013).

SDQ においても同様のカットオフ値の違いがDiagnostic and statistical manual of

示されている（野田・伊藤・中島，2013a；野mental disorders (5th ed.). Washington,

田・伊 藤・中 島，2013b）。今 後 は，診 断 面 接

DC: American Psychiatric Association.

を用いた抑うつ障害のより精緻な査定方法を組

Beck, A., & Steer, R, A. (1993). Beck

み合わせて用いることにより，適切な親評定のDepression Inventory (BDI) Manual (2nd

カットオフ値を算出することも重要な課題になed). San Antonio, TX: Psychological

ると言える。

Corporation.

本研究の限界と課題を述べる。第1に，本研究

Birleson,は親評定のみからデータを得ており，自己評定P.

(1981).

The

validityofdepressive disorder in childhood and版の DSRS-C との比較ができない。第2に，診the

断面接を実施していないため，カットオフ値をscale: a research report. Journal of

上回る児童青年が実際に抑うつ障害を有していChild Psychology and Psychiatry, 22 ，

るかについては判断できない。また，本研究で73-88．

development

of

a

self

ratingは自己評定版のカットオフ値を参照しており，Birleson, P., Hudson, I., Buchanan, D. G.,

親評定版のカットオフ値を算出することも必須& Wolff, S. (1987). Clinical evaluationである。第3に，本研究で使用した項目はあくof a self-rating scale for depressive

までも子ども用の項目を親が評定した場合の信disorder

頼性と妥当性である。今後は，親評定に特化しSelf-Rating Scale). Journal of Childた抑うつ症状を測定する尺度を翻訳したり，親Psychology and Psychiatry, 28 ，43-60．

評定に特化した尺度を開発することも検討が必Cummings, C. M., Caporino, N. E., &inchildhood(Depression

要である。第4に，本研究ではオンライン調査

Kendall, P. C. (2014). Comorbidity ofを用いてデータ収集をしており，サンプルの偏

anxiety and depression in children

りが存在する可能性も否定できない。今後は，

and

20

years

after.

Psychological Bulletin, 140 ，816-845．

異なるルートで収集した親評定によるデータを用いた検討も必要である。

adolescents:

Denda, K., Kako, Y., Kitagawa, N., &- 33 -

心理臨床科学，第11巻，第１号，25-35，2021
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inSchool Closure due to the COVID-19

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