神戸学院大学心理学研究 2021 年 神戸学院大学心理学研究
第 3 巻 第 2 号 pp.73-802021 年

第3巻

第2号

研究報告
Research Report（査読なし）

児童期における家族機能への認知と抑うつの関連に対するネガティブな反すうの調整効果の検討

濱本 実花 神戸学院大学心理学研究科心理学専攻 村山 恭朗 神戸学院大学心理学部
Examining the mediation effect of negative rumination on the relationship between cognition on
family functioning in childhood and depressive symptoms
Mika Hamamoto (Graduate School of Psychology, Department of Psychology, Kobe Gakuin University)
Yasuo Murayama (Department of Psychology, Kobe Gakuin University)
近年，大学生における抑うつの蔓延が報告されている。これまでの研究において，抑うつと関連する変数として，子どもが認知する家族機能やネガティブな反すうが指摘されている。しかし，家族機能の認知とネガティブな反すうの相互作用が如何に抑うつと関連し得るかに関して十分な検討は行われていない。そこで本研究は，大学生を対象として児童期の家族機能への認知と抑うつの関連に対するネガティブな反すうの調整効果を検証することを目的とした。大学生 86 名（男性 31 名，女性 55 名，
20.44 ± 1.36 歳）を対象とした。抑うつを目的変数とする重回帰分析を行ったところ，家族内の勢力とネガティブな反すうの交互作用が有意傾向を示した。単斜分析の結果，ネガティブな反すうが高い
学生では，家族内の勢力が低いと認知するほど抑うつが強いことが示された。この結果の一端には，勢力が高い家族では家族からのサポートが得られるため，ネガティブな反すうによる抑うつ悪化の効
力が減弱されることが示唆された。本研究の調査は児童期を想起する回答形式であったが，今後は現在の家族機能への認知も考慮する必要がある。
キーワード：家族機能への認知，ネガティブな反すう，抑うつKobe Gakuin University Journal of Psychology
2021, Vol.3, No.2, pp.73-80

学生を対象に大規模調査を行い，うつ病の時点有病率が 3.5％，12 ヵ月有病率が 4.0％であることを報告している。抑うつに関する複数の疫学調査でも，抑うつを示す大学生は半数以上に上ることが報告されている（小林・小林・久保・園田・森，2005；村山，
2012）。これらの知見から，抑うつは青年期の心理的問題であると考えられる。
近年の研究において，抑うつなどの不適応や精神的健康に，家族機能への認知が影響を及ぼしていることが報告されている。大学生における調査では，子どもの頃に家族関係が親密であったと感じる学生
ほど低い抑うつを示すことが見出されている（佐藤，2014）。江口・山口・種市（2017）は，大学生を対象

問題と目的
抑うつ（通常範囲の気分変動から極度の悲しみ，
悲観，落胆に至るまでの多様な程度の情動不安，繁桝・四本，2013）の増加・慢性化は深刻な問題となっている。国内で行われた大規模調査では，うつ病の12 ヵ月有病率は 1 8%，生涯有病率は 3 16% である
ことが報告されている（川上，2006）。
青年期にある大学生は，アイデンティティの確立
や環境の変化に伴うストレスなどの発達課題を抱える中で，抑うつを経験することが知られている（西河・坂本，2005）。国内のデータでも，そのことが窺われる。西村・岩佐・田中・藤井・高井（2009）は，大73

神戸学院大学心理学研究 2021 年

第3巻

第2号

とした調査において，家族機能が悪いと認知してい調査材料る学生ほど抑うつが高いことを示している。以上の家族機能への認知の測定知見から，家族機能に対する子どもの認知は，子ど
児童期における家族機能への認知を測定するためも自身の精神的健康に関連すると考えられる。そのに，家族構造測定尺度―ICHIGEKI―（野口・狐塚・ため，青年期にある大学生の抑うつ予防を考える上
宇佐美・若島，2009）を用いた。この尺度は 4 因子
で，子どもの家族機能への捉え方を把握し，抑うつ（結びつき・勢力・利害的関係・開放性）で構成されとの関連性を検討することは重要である。
る。本研究は家族成員間の関係性（家族内，親子間、抑うつの維持・悪化に関与する心理的要因として，
父母間）に着目するため，家族機能に関連する 3 因ネガティブな反すうがある。ネガティブな反すうと子（結びつき・勢力・利害的関係）を用いた。「結びは，否定的・嫌悪的なことを長い間繰り返し考え続つき」はお互いの仲のよさや親密さ，連帯感，「勢力」
けることを指す（伊藤・上里 , 2001）。大学生・大学
は影響力・発言力，「利害的関係」はお互いが自分に院生における調査では，ネガティブな反すうと抑う
何か得られるものや興味がある時だけ関わり合うな
つは正に関連することが示されている（伊藤・上里，
ど利害的関係の程度を評価する。いずれの下位尺度
2001）。コミュニティを対象とした縦断調査でも，ネも回答形式は 10 件法だが，その内容は異なる（結びガティブな反すうを行う傾向が高い人ほど経時的につき：1 −お互いの結びつきが非常に弱い，10 −お
抑うつを悪化させやすいことが確認されている（村
互いの結びつきが非常に強い；勢力：1 −矢印の向山・岡安，2014）。
いた相手に対する勢力が非常に弱い，10 −矢印の向上記の知見から , ネガティブな反すうは抑うつのいた相手に対する勢力が非常に強い；利害的関係：1
維持・悪化と関連する要因であることが理解できる。
−利害的な関係性が非常に弱い，10 −利害的な関係
しかし，抑うつと関連する変数である家族機能の認性が非常に強い）。
知（佐藤，2014）との相互作用，つまり，家族機能
家族構造測定尺度では，子ども（対象者）と父親，の認知とネガティブな反すうの相互作用が如何に抑子どもと母親，父親と母親の各関係性に関して評価
うつと関連し得るかに関して十分な検討は行われてを行う。つまり，本研究では各下位尺度（結びつき・いない。抑うつの蔓延が認められる大学生期の抑う
勢力・利害的関係）に関して，家族内，親子間，父つ予防を検討する上で，子どもの家族機能への認知
母間の３つの得点が得られる。各下位尺度の父子間，と精神的健康の関連を理解することは重要である。
母子間，父母間の得点は，対象者が記述した得点をそこで本研究は，大学生を対象として，児童期の家
そのまま利用した。家族内の得点は家族成員間の各族機能への認知と抑うつの関連に対するネガティブ
下位尺度の得点を平均して算出した。親子間の得点
な反すうの調整効果を検証することを目的とする。
は各下位尺度の父子間と母子間の得点を平均して算先に論じたように，子どもが認知する家族機能が抑出した。父母間の得点について，各下位尺度の「結うつに関連すること（佐藤，2014），ネガティブなびつき」は父母間の得点を利用し，「勢力」と「利害反すうが抑うつに関連すること（伊藤・上里 , 2001）
的関係」は父母間の得点を平均して算出した。本研が報告されている。さらに，ネガティブな反すうは究における内的整合性は「結びつき」で α=.79，「勢力」
ネガティブな認知と抑うつの関連を強めることが実で α=.79，「利害的関係」で α=.91 であった。
証されている（村山・岡安，2012）。これらの知見を踏まえ , 以下を本研究の仮説とした。（1）児童期にネガティブな反すうの測定
おける家族機能に関する認知が否定的な学生ほど，
ネガティブな反すうの測定には，ネガティブな反強い抑うつを示す。
（2）ネガティブな反すうは児童
すう尺度（伊藤・上里，2001）を用いた。この尺度
期の家族機能（認知）と抑うつの関係に対して調整は「ネガティブな反すう傾向」（7 項目）と「ネガティ効果を示す。
：ネガティブな反すうが強い場合，児童
ブな反すうのコントロール不可能性」（4 項目）の 2
期の家族機能に関する認知が否定的な学生ほど，強因子から構成される。いずれの下位尺度も，回答形
い抑うつを呈する。
式は 6 件法（1 −あてはまらない，6 −あてはまる）である。全項目の合計によりネガティブな反すうを算出した。得点が高いほどネガティブな反すうが高方
法いことを示す。本研究における内的整合性は α=.92
であった。
研究対象者

抑うつの測定大学生 98 名が本研究に参加した。本研究は父母を含む家族成員間の関係性に関する調査であることから，父子・母子家庭にある学生を分析対象から除いた。
最終的に 86 名（男性 31 名，女性 55 名，20.44 ± 1.36
歳）を分析対象とした。

抑 う つ の 測 定 に は， ベ ッ ク 抑 う つ 性 尺 度（ 林，1988）を用いた。この尺度は 16 項目で構成される。
回答形式は 4 件法だが，その内容は異なる。全項目74

濱本・村山：児童期における家族機能への認知と抑うつの関連に対するネガティブな反すうの調整効果の検討の合計により評定し，得点が高いほど抑うつが強いことを示す。本研究における内的整合性は α=.90 であった。

有意な相関は認められなかった（Table1 参照）。

重回帰分析
ネガティブな反すうの調整効果の検証－家族内機能手続き
本研究は web 上で実施された。対象者が web 調査を行う前に，本研究の目的，プライバシー保護（web
調査は無記名および個人が特定できない形で行う），
得られたデータの取り扱いに関する情報が提示された。さらに，本研究の参加およびいずれの項目への回答は任意であること，本調査はすべての項目に回答する前に途中で辞退できることが教示された。本
研究は，神戸学院大学心理学部人を対象とする研究等倫理審査の承認を受けた（承認番号 HP19-12）。

家族内における機能と抑うつの関連に対するネガ
ティブな反すうの調整効果を検証するために，各家族内機能（結びつき，勢力，利害的関係），ネガティ
ブな反すう，各家族内機能とネガティブな反すうの交互作用を説明変数，抑うつを目的変数とする重回
帰分析を行った。Table2 にその結果を示す。
家族内の「結びつき」を説明変数とした場合には，有意なモデル説明率が認められた（R²=.423, p<.001）。
家族内の結びつきとネガティブな反すうの交互作
用 は 有 意 水 準 を 満 た さ な か っ た（β=−.028, n.s.）。
ネガティブな反すうの主効果は有意水準を満たした（β=.664, p<.001）。 それ以外の変数には，有意な主効果は認められなかった（年齢：β=.034，性別：
β=−.065，結びつき：β=−.104，すべて n.s.）。
家族内の「勢力」を説明変数とした場合には，有意なモデル説明率が認められ（R²=.446, p<.001），家族内における勢力とネガティブな反すうの交互作用
が 有 意 傾 向 に あ っ た（β=−.141, p<.10）。 ネ ガ テ ィ
ブな反すうの主効果も有意水準を満たした（β=.654,
p<.001）。それ以外の変数には，有意な主効果は認められなかった（年齢：β=.070，性別：β=−.055，勢力：
β=−.132，すべて n.s.）。
勢力とネガティブな反すうの交互作用が有意傾向を示したことから，ネガティブな反すうの平均値よりも 1SD 得点が高い学生をネガティブな反すう高群，
1SD 得点が低い学生をネガティブな反すう低群として，ネガティブな反すう高群とネガティブな反すう
低群の各群が示す，勢力の高さの違いによる抑うつへの影響を検討した。先の分析において，有意な偏回帰係数が認められなかった年齢，性別は説明変数から除外した。ネガティブな反すう，家族内における勢力，それらの交互作用を説明変数として，各群が示す直線の回帰式を求め，ネガティブな反すうの偏回帰係数に，ネガティブな反すう高群は＋ 1SD の分析
本研究の仮説を検証するために，抑うつを目的変数，家族機能への認知，ネガティブな反すう，これらの交互作用を説明変数とする重回帰分析を行った。
各家族機能（結びつき・勢力・利害的関係），各関係
性（家族内・親子間・父母間）に分けて分析を行った（計９分析）。なお，対象者の年齢および性別は統制変数としてモデルに投入した。各分析では，多重共線性の問題を回避するため，すべての量的変数を z 得点
化した。

結

果

各変数間の相関関係
Table1 に，各変数の統計量および各変数間の相関係数を示す。家族機能の認知と抑うつの相関に関して，親子間の結びつきのみに有意な相関が認められた（r= − .214，p<.05）。ネガティブな反すうと家族機能の認知の間には，有意な相関は認められなかった（Table1 参照）。各家族機能の認知間の相関に関して，結びつきと勢力の間のすべての相関は有意水準を満たし，中程度から強い相関を示した。一方，利害関係と他の 2 つの家族機能の間には，一部を除き，Table1 各変数の統計量と各変数間の相関係数
1
1)
－
1 年齢
2 結びつき1)
家族内-.239 *
2)
親子間
-.127
3)
父母間
-.281 **
3 勢力
1)
家族内
.014
2)
親子間
-.025
3)
父母間
.046
4 利害的関係
1)
家族内
.106
2)
親子間
.160
3)
父母間
.044
5 ネガティブな反すう .057
.073
6 抑うつ

2
2)

3)

1)

3
2)

3)

－
.900 **.933 **－.683 **－.618 **.604 **.515 **.581 **.627 **.433 **.554 **.494 **.504 **－.885 **.914 **－.621 **

－

.055
.037
.065
-.136
-.195

.041
.020
.056
-.192
-.214 *

.056
.044
.061
-.071
-.152

.220 *.183.227 *
.024
-.100

.172
.174
.149
.004
-.147

.221 *.156.253 *.036-.041**p ＜.01：*p ＜.05

75

1)

－
.930 **.944 **
-.044
.032

4
2)

－
.756 **
-.002
.032

5

6

M

SD

20.44

1.36

6.86
6.89
6.85

2.18
2.14
2.59

6.00
5.76
6.24

1.73
1.79
2.05

3)

－
-.077
.028

－
.665 **－

4.69 2.43
4.79 2.44
4.59 2.74
36.62 13.91
8.73 8.37

神戸学院大学心理学研究 2021 年
Table2

第3巻

第2号

家族内の家族機能，ネガティブな反すう，抑うつの関連（重回帰分析）
R²

説明変数
1

Δ R²
.4 57

.4 23

F

β
13.474 ***

年齢

.034

性別

-.065

結びつき家族-.104

ネガティブな反すう.664 ***

結びつき家族×ネガティブな反すう
2-. 028
.4 78

.4 46

14.666 ***

年齢

.070

性別

-.055

勢力家族

-.132

ネガティブな反すう.654 ***

勢力家族 ×ネガティブな反すう-. 141 ✝

3

.4 58

.4 24

13.535 ***

年齢

.053

性別

-.071

利害的関係家族.082

ネガティブな反すう.692 ***

利害的関係家族×ネガティブな反すう. 086***p <.001; ✝ p <.10

Fig1

ネガティブな反すうと家族内における勢力の交互作用

値を代入し，ネガティブな反すう低群は− 1SD の値を代入した。その結果を Fig.1 に示す。ネガティブな反すうが高い群では，有意な回帰直線の傾きが認められた（β=−.265, p<.05）。一方で，ネガティブな反すうが低い群では，有意な回帰直線の傾きが認められなかった（β=−.002, n.s.）。
家族内の「利害的関係」を説明変数とした場合には，有意なモデル説明率が認められた（R²=.424,
p<=.001）。利害的関係とネガティブな反すうの交互作用は有意水準を満たさなかった（β=.086, n.s.）。
ネガティブな反すうの主効果は有意水準を満たした（β=.692, p<=.001）。それ以外の変数には、有意な主効果は認められなかった（年齢：β=.053，性別：
β=−.071，利害的関係：β=.082，すべて n.s.）。なお，
いずれのモデルにおいても多重共線性の問題は認められなかった（VIF<1.3）。

ネガティブな反すうの調整効果の検証－親子間機能
親子間における機能と抑うつの関連に対するネガ
ティブな反すうの調整効果を検証するために，前述と同様の分析を行った。Table3 にその結果を示す。
いずれの機能（結びつき・勢力・利害的関係）においても，各機能とネガティブな反すうの交互作用

76濱本・村山：児童期における家族機能への認知と抑うつの関連に対するネガティブな反すうの調整効果の検討
Table3 親子間の家族機能，ネガティブな反すう，抑うつの関連（重回帰分析）
説明変数

R²

1

Δ R²
.6 75

F

β
13.370 ***

.4 21

年齢

.051

性別

-.069

結びつき親子-.080

ネガティブな反すう.662 ***

結びつき親子×ネガティブな反すう-. 0432.6 96

14.992 ***

.4 51

年齢

.062

性別

-.051

勢力親子

-.164 *

ネガティブな反すう.652 ***

勢力親子 ×ネガティブな反すう-. 1293.6 75

13.368 ***

.4 21

年齢

.055

性別

-.073

利害的関係親子.048

ネガティブな反すう.681 ***

利害的関係親子×ネガティブな反すう. 085***p <.001; *p <.05

ネガティブな反すうの調整効果の検証－父母間機能は有意水準を満たさなかった（結びつき：β=−.043，
勢力：β=−.129，利害的関係：β=.085，すべて n.s.）。
ネガティブな反すうの主効果は有意であった（結びつき：β=.662，勢力：β=.652，利害的関係：β=.681，
すべて p<.001）。親子間の勢力に関する認知は抑うつに対して有意な主効果を示した（β =−.164, p<.05）。
それ以外の変数の主効果は有意水準を満たさなかった（Table3 参照）。なお，いずれの分析においても多重共線性の問題は認められなかった（VIF<1.3）。

父母間における機能と抑うつの関連に対するネガ
ティブな反すうの調整効果を検証するために，前述と同様の分析を行った。Table4 にその結果を示す。
いずれの機能（結びつき・勢力・利害的関係）においても，各機能とネガティブな反すうの交互作用
は有意水準を満たさなかった（結びつき：β=.004，

Table4 父母間の家族機能，ネガティブな反すう，抑うつの関連（重回帰分析）
説明変数

R²

1

Δ R²
. 675

. 422

F

β
13.420 ***

年齢

.028

性別

-.063

結びつき父母-.101

ネガティブな反すう.670 ***

結びつき父母×ネガティブな反すう
2

. 004
. 681

. 430

13.841 ***

年齢

.069

性別

-.065

勢力父母

-.063

ネガティブな反すう.664 ***

勢力父母 ×ネガティブな反すう3-. 116
. 676

. 424

13.494 ***

年齢

.055

性別

-.069

利害的関係父母.089

ネガティブな反すう.695 ***

利害的関係父母×ネガティブな反すう. 060***p <.001

77神戸学院大学心理学研究 2021 年

勢力：β =−.116，利害的関係：β=.060，すべて n.s.）。
ネガティブな反すうの主効果は有意であった（結びつき：β=.670，勢力：β=.664，利害的関係：β=.695，
すべて p<.001）。それ以外の変数には，有意な主効果は認められなかった（Table4 参照）。なお，いずれの分析においても多重共線性の問題は認められなかった（VIF<1.3）
。

考

第3巻

第2号

られる。以上のことから，本研究では，家族内の勢力と抑うつの関連に対するネガティブな反すうの調整効果が示されたと考えられる。
一方，親子間および父母間の「勢力」では，抑うつとの関連に対してネガティブな反すうの調整効果は認められなかった。父母間の勢力については，父母がお互いに対して決定権を持ち指示的であると認知している場合に，子どもの抑うつが高くなることが示唆されている（佐藤，2014）。また父母間に十分な愛情がある場合でも親子間の心理的距離が遠い場
合には，子どもは高い抑うつを呈することが示されている（内田・藤森，2007）。これらのことから，父母間の勢力が不均衡である場合や，父母間が親密であったとしても親子間の関わりが少ない場合には，家族内の肯定的なコミュニケーションが円滑に行われず，家族内でサポートを適宜受けられないと思われる。そのため，本研究では，親子間および父母間の勢力と抑うつの関連に対するネガティブな反すうの調整効果は認められなかったと考えられる。

察

本研究では，大学生における児童期の家族機能への認知と抑うつの関連に対するネガティブな反すうの調整効果を検証した。重回帰分析の結果，家族内の勢力とネガティブな反すうとの交互作用が有意傾向にあり，ネガティブな反すうが高い場合には，家族内の勢力に対する認知と抑うつの間に関連が認められた。

家族内の勢力と抑うつの関連に対するネガティブな反すうの調整効果

その他の家族機能とネガティブな反すうの交互作用

重回帰分析の結果，ネガティブな反すうが高い学
生では，家族内の勢力が低い（家族成員のそれぞれが他の家族成員に対して与える影響力が低い）と認知しているほど，抑うつが強いことが示された。一方で，ネガティブな反すうが低い学生では，このような関連は認められなかった。このことから，ネガ
ティブな反すうの高低によって，家族内の勢力への認知と抑うつの程度は変動すると考えられる。
「勢力」とは，家族成員が他の成員に対して保持している影響力や発言力の程度である（野口・狐塚・
宇佐・若島，2009）。一部の研究において，勢力の機能が高い家族では，肯定的なコミュニケーションが家族内で促進されることが示されている（野口・若島，
2007）。このことから，勢力の機能が高い家族内では肯定的なコミュニケーションが円滑に行われるため，家族成員，特に両親は子どもにとってサポート
源として適応的に機能していると考えられる。一方
で，ネガティブな反すうは，否定的・嫌悪的なことを繰り返し考えることであり，ネガティブな反すうが強い学生ほど抑うつが強いことが示されている（伊藤・上里，2001）。しかしながら，共感などの情緒的サポートが得られるといった認知はネガティブな内省を軽減させることが示されている（松本，2014；
田島・石田，2019）。これらを踏まえると，ネガティ
ブな反すうが高い学生ほど高い抑うつを示すものの，勢力が高い家族において，学生は家族からの情緒的サポートを得ることができるため，ネガティブな反すうの効力が減弱されると考えられる。一方で，ネガティブな反すうが低い学生では，そもそもネガティブな思考を長時間にわたって繰り返す傾向が低いた
め，家族内の勢力の効果が認められなかったと考えいずれの関係性（家族内・親子間・父母間）においても，「結びつき」と抑うつの関連に対するネガ
ティブな反すうの調整効果は認められなかった。伊藤（2005）は，家族成員が過度に密着しているよりも情緒的に適度な距離感で結合しているほうが，子どもは家族に相談することやサポートを求めやすいと指摘している。このことから，過度に密着した関係が維持される家族では，子どもは親のサポートを適切に希求できないことが推察される。このことから，一概に家族成員間の親密性が高い家族であっても子どもが家族からサポートを受けるとは限らないことが窺われる。そのため，本研究において，家族
内の結びつきと子どもの抑うつの関連に対するネガ
ティブな反すうの調整効果は認められなかったと考えられる。
同様に「利害的関係」も，いずれの関係性においても抑うつとの関連に対してネガティブな反すう傾向の調整効果は認められなかった。「利害的関係」は，家族関係の不和ではなく家族関係や自分自身の利害的状況における関係性を示す概念である（野口・狐塚・宇佐美・若島，2009）。そのため，利害的関係が弱い場合には，利害状況の有無に関わらず普段から他の家族成員との関わりが十分である状況と，たと
え利害状況があったとしても他の家族成員との関わりがない状況の 2 つの可能性が指摘されている（野口・狐塚・宇佐美・若島，2009）。このことから，利害的関係は家族成員間の関係の良好性とは関連しな
いと考えられる。先に示したように，子どもにとって家族がサポート源として機能する場合には，ネガ
ティブな反すうの減弱が図られる。これらの諸点を78濱本・村山：児童期における家族機能への認知と抑うつの関連に対するネガティブな反すうの調整効果の検討踏まえると，子どもである大学生にとって家族がサポート源と機能する程度とは関係がないために，家族内の利害的関係と子どもの抑うつの関連に対するネガティブな反すうの調整効果は認められなかったと考えられる。

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本研究の限界本研究では，子どもである大学生にのみ調査を依頼し，家族成員間の関係を測定した。つまり，本研
究で得られた家族機能に関するデータは子どもからの一方的な家族評価に過ぎない。このことから，本研究における家族機能の評価は，実際の家族の相互作用について信頼性を保証できるものではない。また，きょうだいなど他の家族成員との関係性も，家族内，親子間，父母間の家族機能と関連する可能性があると考えられる。そのため今後の調査では，両親や他の家族成員が認知する家族機能を考慮する必要があろう。
本研究の調査では，調査対象者に対して児童期の家族機能を想起して回答する形式であった。このことから，現在の家族機能への認知や抑うつの程度が回答に影響していると考えられる。そのため，今後
は過去の家族機能への認知と合わせて現在の家族機
能のあり方を考慮する必要がある。また青年期の抑うつには，家庭以外の諸要因として，人間関係や学校での問題など他の要因も影響すると考えられる。
今後は，子どもの精神的健康と関連する様々な要因を扱うことも視野に入れた上で，抑うつに影響を与える諸要因のネガティブな側面について詳細な検討を行うことが重要であると考えられる。

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