原著論文

子どもの親化としてのヤングケアラーに関する尺度開発
および家族スタイルとの関連性に関する研究― 東京保健医療専門職大学の作業療法学科・理学療法学科１年生における検討 ―

小野寺

哲

夫

柳

澤

孝

主

東京保健医療専門職大学リハビリテーション学部作業療法学科

A Study on Scale Development and its Relationship with Family
Styles on Young Carers as Parentification in Children.
― Research on Students of Occupational Therapy and Physical Therapy at the Tokyo Professional University of Health Sciences ―Onodera Tetsuo

Yanagisawa Takasyu

Department of Occupational Therapy, Faculty of Rehabilitation, Tokyo Professional University of Health Sciences

Abstract：This study is a family psychological research conducted on first-year medical college students regarding young
carers who may take on the care responsibilities of adults and provide housework, family care, nursing care, and emotional
support.
The subjects were 112 first-year students（mean age = 18.3）majoring in the Department of Occupational Therapy andPhysical Therapy at Tokyo Professional University of Health Sciences. The questionnaire consisted of a face sheet andFamily Style Scale, Relational Ethics Scale（RES）, Child Parentification Scale, and Young Carer survey items.
The results of the statistical analysis showed that 15.3% of all participants answered that there was someone in their family
to care for them, but only 3% were identified as true young carers. In addition, a factor analysis of the Child Parentification
Scale was conducted, and the correlation analysis was performed to examine the relationship between the four types offamily styles and the degree of Young Carer. As a result, there was a significant positive correlation between the autocratic
and anarchic family styles and the degree of Young Carer.
Key Words：Young Carer, Parentification, Contextual Therapy, Relational Ethics, Family System=SALAD Model
抄録：本研究は、現代日本における家族の世帯構造の変化やひとり親家庭の増加による家族における介護力低下などに伴い、本来大人が担うようなケア責任を引き受け、家事や家族の世話、介護、感情面のサポートなどを行っているヤングケアラー（Young Carer：以下 YC）について、医療系大学1年生を対象に行われた家族心理学的研究である。
調査対象は、東京保健医療専門職大学の作業療法・理学療法学科１年生112名（平均年齢 =18.3）、質問紙の構成は、フェイスシートと家族スタイル尺度、対人倫理感尺度、子どもの親化尺度、YC 実態調査項目であった。分
析の結果、家族内にケアする人が「いる」と回答したのは全体の15.3% であったが、YC と認められたのは３％であった。加えて、子どもの親化尺度の因子分析、および４種類の家族スタイルと YC との関連性についても検討した結果、独裁的および放任的家族スタイルと YC には有意な正の相関が認められた。
キーワード：ヤングケアラー、親化、文脈療法、対人倫理感、家族システム =SALAD モデル－ 13 －

敬心・研究ジャーナル

１．はじめになげる取組が求められているとした。そこで、日本（１）YC の定義と研究動向について

では、関係機関の連携をより一層推進し、ヤングケ

近年、家族の介護を担っている子どもや若者、すアラーの支援につなげるための方策について、厚生

なわちヤングケアラー（Young Carer、以下 YC と略

労働省及び文部科学省が連携し、支援プロジェクト

す）の存在が問題視されてきた 。その背景には、チームを立ち上げ、検討を重ねた結果、令和３年に世帯構造の変化やひとり親家族の増加による家族介「ヤングケアラーの支援に向けた福祉・介護・医護力の低下、家族介護が必要になったとき、ケア役

療・教育の連携プロジェクトチーム報告」をとりま

割を子どもが担うことで、かろうじて家族機能を維とめている。同報告の中で、厚生労働省・文部科学

持しているという状況があると考えられる 。

省として取り組むべき施策について、①早期発見・

13）

６）

し か し、YC の 問 題 は、E. H. エ リ ク ソ ン（Erik
H.Erikson）の発達段階論に照らしても、子どもは発把握、②支援の推進、③社会的認知度の向上の３点を挙げた。

達途上の存在であり、子どもの健全な成長・発達、学術分野における YC 研究も増えてきており、そ教育への負の影響だけでなく、本来守られるべき子の動向に関しては青山２）や河本８）に詳しい。青山はどもの権利の侵害という視点からも危惧される。

2021年までに様々な主体によって実施されてきた

YC の定義については、国や立場の違いによって異なるが、2010年に結成された一般社団法人日本ケYC 実態調査の知見を手際よく整理し報告している。

アラー連盟によると、「家族にケアを要する人がい

また、論文の最後では、YC は「相談する人がいる場合に、大人が担うようなケア責任を引き受け、ない」など孤立傾向が認められることから、地域の家事や家族の世話、介護、感情面のサポートなどをソーシャルキャピタル（社会的信頼、互酬性の規範、行っている、18歳未満の子どものこと」とされてい

社会的ネットワーク）を活用した支援というものをる 。また、YC 研究の端緒となったイギリスの提案している。河本は、YC 先行研究をデータベー

ソール・ベッカー（Saul Becker）の著書の中では、

ス検索を基に文献を抽出し、精読し、内容を検討し、「慢性的な病気や障害、精神的な問題などを抱える

最終的に要約表にまとめている。具体的には、2005

家族のケアをしている18歳未満の子どもや若者」と年から2019年までの期間における YC に関する代表されている 。したがって、YC を「18歳未満の子的な論文14本について、背景、目的、方法、結果、ども」としている立場が多い。

考察、強み・弱み、引用、そして限界までを整理し

13）

13）

しかし一方で、YC におけるケア役割は、18歳のている。河本は、2000年から2019年までの期間を５誕生日を過ぎたらそこで終わるわけではなく、20つに分類し、各々の時期における YC 研究の特徴や代、30代、40代…と、ケアラー役割はケア対象が生内容について検討しており、とても参考になる。

存している限り永続していくものであるがゆえに、膨大な文献レビューの最後で河本は、YC の研究

本来は YC からオールド・ケアラー（OC）まで存在

はまだはじまったばかりであり、未着手の部分が多しているはずである。そのような事情を勘案し、いと指摘した上で、支援においては、YC 本人だけ

オーストラリアでは YC を25歳未満と定義していではなく、その家族を支援する必要があるとし、「家る。

族全体を考えるアプローチ」の重要性を指摘した。

一方、日本では、ヤングケアラーは、少子高齢化
や核家族化の進展、共働き世帯の増加、家庭の経済

次節では、家族療法、家族心理学の観点からの50年以上に渡る YC 研究について言及する。

状況の変化といった背景から生じ、ヤングケアラー
は、年齢や成長の度合いに見合わない重い責任や負（２）家族療法・家族心理学における YC 研究について担を負うことで、本人の育ちや教育に（悪）影響が① YC を意味する家族心理学的概念についてあるといった課題があるがゆえに、彼らの心身の健前節まで YC という概念に関するイギリスの研究

やかな育ちのためには、関係機関・団体等がしっかが初めて紹介された2000年から徐々に社会的に認りと連携し、ヤングケアラーの早期発見・支援につ知され始め、教育、医療、福祉等の分野における専－ 14 －

子どもの親化としてのヤングケアラーに関する尺度開発および家族スタイルとの関連性に関する研究

表１

ヤングケアラーを意味するか関連のある臨床／家族心理学分野の専門用語リスト※1

YC を意味する用語

提唱者

説明

一般的に、家族における親化は機能的および / または感情的役割
逆転（emotional role reversal）を伴うと考えられており、親の後（Boszormenyi-Nagy & Spark,
方支援的（logistical）または感情的ニーズに対応しケアするため
1973; Boszormenyi-Nagy &に、子どもは注意、慰め、指導のために、自分自身のニーズを犠
Krasner, 1986; Jurkovic, 1997）
牲にする。子どもは親を必要としているので、親が必要としていることにすぐに反応するようになる。

1

親化（parentification）,
親化された子ども（parentified child）

2

親的子ども
（parental child）(Minuchin, 1974; Minuchin &Fishman, 1981)

家族の均衡を保つため、1人または複数の子どもが執行能力を発揮している。

3

家族治療者
（Family Healer）(Ackerman, 1966)

家庭内のピースメーカー（平和をもたらそうとする人）、仲裁者、または保護者として行動する子どもの別の用語である。

4

家族負担の担い手
（Family Burden Bearer）(Brody & Spark, 1966)

これは、家族の中で病気がちな親の責任を引き受け、兄弟姉妹を保護する役割を担い、家族全体の役割を担っている可能性が高
い。

過剰機能
（Over-functioning）

5

家族の英雄
（Family Hero）

6※1

ボーエンとその共同研究者は、関係システムにおける相補的な機能的位置について説明した。関係システムでは、一方のメン（Bowen, 1978; (Kerr & Bowen, バーが過剰機能すると他方は過小機能する。この構造は親と子の間にも存在し、機能的分化（functional differentiation）の中心部
1988) )
分であるそれぞれのメンバーの「偽の自己（pseudo-self）」の交換によって支えられている。
ウェークシャイダー・クルーズ (1985, 1990) はアルコール依存症家族における子供の様々な役割を分類している。例えば、家族の英雄は長子であることが多く、親としての責任を背負い、学校では成績優秀で、擬似的に成熟し、支配的で、承認を求め、強迫的な傾向がみられる。

（Wegscheider ‐ Cruse, 1985,
1990)

6）
Jurkovic, G. J.（1997） においては、YC に関連した30種類の概念が記述されているが、その中でも家族心理学文献で頻出する６用語を厳選して示した。

門職や研究者によって問題化されるまでについて概族療法理論３）７）のうちの一つで、その特徴は、①家観してきた８）が、家族療法・家族心理学の領域にお族を一つのシステム（System）として捉えるシステ

いては、50年以上前から研究されていたということ

ム理論であり、②ボーエン家族システムズ理論と同を、まず初めに指摘しておかなければならない。た様、多世代家族理論であり、これが最も重要なのでだ、当時は Young Carer という用語ではなく、表１あるが、③家族や夫婦におけるギブ・アンド・テイに示すように、家族療法・臨床／家族心理学分野にクの相互作用におけるバランス＝公平性（Fairness）

おいては様々な用語で表現されてきた 。

を重視し、相手に与える量（ギブ）と相手から受け

７）

表１より、YC を含意するか関連のある用語が多取る量（テイク）のバランスがほぼ均衡しているな

数 存 在 し て き た こ と が わ か る。 中 で も、 親 化

ら ば、 倫 理 的 に 公 正 で あ る と す る 対 人 倫 理 感（parentification）、 親 化 さ れ た 子 ど も（parentified（relational ethics）という概念を導入しているところ

child）、親的子ども（parental child）という概念につである。

いては、1970年代頃からボスゾルメニィ = ナージ

心理療法／家族療法において対人関係における倫（Boszormenyi-Nagy） や ミ ニ ュ ー チ ン（Salvador

理的側面を理論に正式に組み込んでいるのは、ナー

Minuchin：家族療法の構造派の創始者）などの家族ジの文脈療法だけである。ただ２つの理由で、文脈

療法家たちによって、頻繁に言及され、臨床的に研療 法 は 家 族 療 法 ／ 家 族 心 理 学 者 か ら 敬 遠 されて究されてきた

きた。

。

４）７）

１つは、文脈療法は非常に難解であることであ（３）ボスゾルメニィ = ナージの文脈療法についてる。文脈療法は、通常の家族療法理論とは異なり、本研究の最も理論的ベースになっているのは、ボ理論的射程が超領域的であまりに広く、理論的説明

ス ゾ ル メ ニ ィ = ナ ー ジ の 文 脈 療 法（Contextualにおいて使用されている専門用語が難解なので、多Therapy）アプローチである。文脈療法は、代表的家

くの専門家が忌避してしまうのである。

－ 15 －

敬心・研究ジャーナル

２つは、家族システム理論であるにもかかわらた４）。そして、ボスゾルメニィ = ナージの親化の概ず、過去志向であることである。家族療法は、過去

念 に お い て は、 関 係 性 力 学 に お け る「 不 可 視 のの母子関係に症状の原因を還元する精神分析パラダ（invisible）」側面、すなわち彼らの言葉で言えば、イムからの決別を契機に誕生したアプローチである「顕在的な役割付与と内面化された期待とコミットから、標準的な家族療法では「過去」は扱わないのメントの特徴を持つ関係性のパターン」という新たであるが、文脈療法では、現在の症状に対する過去な側面について記述したのである。親化の概念が組

数世代の影響を重視するのである 。

み込まれているボスゾルメニィ = ナージらの弁証法

３）的理論においては、個人的経験と関係的経験は不可分であり、個人的自己の発達は「他者」との関係性（４）親化について親化（parentification）概念の誕生前の1967年、ミに依存すると弁証法的に仮定されている４）。

ニューチンによって親的子ども（parental child）とい

先述したように、ボスゾルメニィ = ナージは、親う用語が導入され、親の責任を引き受ける子どもと化を、あらゆる関係性における構成要素であると広いう概念が経済的階層や家族サイズという大きな文

く定義した上で、親化は本質的に病的な現象ではな

脈に位置づけられるようになった 。

いと主張した。実際、子どもの親化は、善意の意味

４）

ミニューチンによると、低所得層の家庭では、一では、おそらくすべての親に対する子どもの態度の家の主たる賃金労働者である親が不在の場合、年長一部であり、この肯定的な意味においては 、親が感の子どもが親の責任を引き受けることは珍しくな

情的に疲弊するのを防ぐための試みでもあると思わ

く、多くの実際的な目的にも役立ってきた。親的子れる。

どもに関するこの記述は、経済的および社会的条件

一方、不健全な親化は、互恵性、対称性、つまりに照らして、このような役割逆転の適応的機能を指ギブ・アンド・テイクのバランスが親子間の交換に摘することによって、この親的子どもという現象をおいて損なわれて、子どもの発達に悪影響を及ぼす

ある程度脱病理化した（de-pathologized）と言うこと

場 合 に 起 こ る と さ れ る。 こ の よ う な 病 的 親 化ができる。

（pathological parentification）は、子どもの幼児化としミニューチンは、親の責任が複数の兄弟姉妹にて現れることもあれば、親が子どもに対して、感情よって共有されている場合、責任が子どもの能力を的（表出的）ケアまたは道具的ケアといった形で未超えておらず、子どもが自分の与えたものに対して熟な過剰機能（Over-functioning）を要求する役割と認められサポートを受けているならば、親的子ども

して現れることもある。

役割は必ずしも問題ではないことを明らかにした。

ボスゾルメニィ = ナージにおける親化の概念のもしかし、親的子どもがこれらの責任を果たす上でう一つの側面は、このような現象を３世代の文脈で大人からの十分なサポートを受けられず、家族内の見る必要性である３）。より簡単に言えば、親は、こ

大人と子ども間の世代間境界や権力構造が曖昧にな

れらの「負債（debts）」を解決するために子ども（まりすぎた場合、このような役割逆転パターンは問題

たは他の重要な関係）に頼ることによって、母親ととなるだろうと指摘した。

父親との間の満たされていない関係の「台帳のバラ

このような流れを受けて、1973年、ボスゾルメ
ニ ィ = ナ ー ジ と ス パ ー ク（Boszormenyi-Nagy &ンス（balance the ledger）」を取ろうとすることがあるかもしれない。

Spark）は、「至る所で見られる、ほとんどの人間関

喪失（loss）と補償（compensation）というテーマ係の重要な側面」を説明するために親化は、世代内および世代間の親化の行動を追跡するた（parentification）という用語を初めて使用し、この概めの道筋を提供するのである。ここでも、ボスゾル

念 を、 す べ て の 重 要 な 関 係 性 に 特 徴 的 な 互 恵 性

メニィ = ナージの理論的焦点は、親の必要性（多く（reciprocity）、正義（justice）、公平性（fairness）、忠は両親との関係によって満たされていない）のため

誠心（loyalty）の力学を強調する「弁証法的関係理に搾取される対象として、親化された子どもの逆説論（dialectical relational theory）」の文脈に位置づけ的な状況を強調し、同時に、子どもは様々な役割に－ 16 －

子どもの親化としてのヤングケアラーに関する尺度開発および家族スタイルとの関連性に関する研究

おいて表されるような義務のために喜んで協力し、した結果、民主制が最も効果的な体制であると結論

自発的に協力するということを強調したのであ

したのである。
このような先行研究からインスピレーションを受る 。
７）

けながらも、アダム・スミス（Adam Smith）やエド
マ ン ド・ バ ー ク（Edmund Burke）、 特 に フ リ ー ド（５）親化尺度について
以上、親化について概説してきたわけであるが、リ ッ ヒ・ フ ォ ン・ ハ イ エ ク（Friedrich August von

本研究では、親化概念を初めて使用し、この概念をHayek）の哲学思想の知見が加わって誕生したのが、理論的にも深めたボスゾルメニィ = ナージの文脈療

家族 SALAD モデルである。
ハ イ エ ク に と っ て、 家 族 は 自 生 的 秩 序

法理論に基づいて、子どもの親化尺度の開発を試み（Spontaneous Order）である。自生的秩序とは、「人る。
現在、日本においては、ナージの理論に基づいた間活動の結果ではあっても、人間の意図的設計の結

子どもの親化測定尺度は存在しない。また、海外に果ではない」秩序を指す。つまり家族システムも、

お い て も 数 が 少 な い。 具 体 的 に は、 親 化 質 問 票

誰かによって人工的に設計されて出来たものでもな（Parentification Questionnaire）（Jurkovic, G. J., 1997）

ければ、ポストモダン論者のように、言語的に構築と親化尺度（Parentification Scale）（Mika, Bergner, &されたものでもなく、はたまた全くの自然状態から

Baum, 1987）の２つがあるが、特に前者の親化質問

突然生まれ出てきたものでもなく、ある特定の社会票はユルコビッチによって開発された42項目の「当の中における人間活動の長い歴史を通して意図せざてはまる」「当てはまらない」という２件法からなるる結果として徐々に成長・発展してきた制度であ尺度で高く評価されている。後者の親化尺度は大学る。

生を対象とした調査に基づいて開発された尺度であ家族 SALAD モデルでは、先述のレヴィンらの民

り、加えて倫理的側面に関する項目が含まれていな

主制、独裁制、自由放任に、この「自生的秩序」を

７）いなどが指摘されている 。いずれにしても、「ヤン加えた４つの家族スタイルとして考案された。そしグケアラー尺度」といった流行りの名称ではなく、て、４つの体制それぞれの頭文字を取って SALAD

50年以上の歴史があるナージの文脈療法理論に基（サラダ）と名づけられた。（図１）

づいた日本語による子どもの親化を測定できる尺度
開発が待たれていることは間違いない。
（６）家族システム =SALAD モデルについて
小 野 寺12） に よ っ て 考 案 さ れ た 家 族 シ ス テ ム

独裁的家族

自生的秩序的家族

Ａ（autocracy）

Ｓ（Spontaneous order）

民主的家族

自由放任的家族

Ｄ（Democracy）

ＬA（Laissez-faire）=SALAD モデル（以下、家族 SALAD モデルと表記）
は、レヴィン（Kurt Lewin）らの研究グループによって行われた「アイオワ実験」という記念碑的研究を基礎としつつ、家族システムにおける、いわゆるシステム論的側面と政治的（political）側面を新しい角度から把握できる家族モデルである12）。

図１

レヴィンらの研究では、民主制、独裁制、自由放家族システム =SALAD モデル（小野寺，2015）

任という３種類の社会風土におけるリーダーの行動

以下に４種類の家族システムについて説明する。

と成員の反応を実験的に検討していた。レヴィンら

家 族 SALAD モ デ ル の １ つ 目 は、 自 生 的 秩 序 的の研究を要約すると、仕事量（作業効率）は、独裁（Spontaneous Order）家族である。これは４つの中で制が短期的には最も高かったが、長期的には民主制

唯一、過去（歴史や伝統、先祖など）や道徳 / 慣習と大差はなかった。したがって、レヴィンは、作業とつながっている家族システムである。先述のようの質、作業意欲、友好的な行動などを総合的に判断に、家族は人間の設計によって人工的に作られたも－ 17 －

敬心・研究ジャーナルのではなく、長い歴史の中で、自生的に発展してき行っている10）ことに加えて、ヤングケアラー心理尺た秩序であり、したがって柳田民俗学がその本質を度の開発11）なども行っている。また内山ら15）は、ヤ

見事に記述したように、先祖に感謝し、先祖から継ングケアラー傾向のある青年の家族構造と抑うつ傾承した慣習を守り、家の永続、子孫繁栄を目指すの向について、家族心理学的研究を行っている。このがこの家族システムである。

ような例外はあるにしても、その数は依然として少家 族 SALAD モ デ ル の ２ つ 目 は、 独 裁 的ない。

（Autocracy）家族で、父親か母親どちらか一方が権

そこで、本研究の意義は、①家族心理学的研究で

力 = 主導権を握っていて、家族内で起こることの解あることに加えて、②上述の家族心理学者による家釈≠意味づけから何をどうするか、までを完全に決族心理学研究とは異なり、家族システム理論として定してしまっていて、従属的な家族成員は、制裁を50年以上の歴史があるボスゾルメニィ = ナージの文恐れて権力者に反抗したり、自由に意見を表明でき

脈療法のパラダイムに基づいて行われること、そしないような抑圧的な家族システムである。

て③小野寺によって考案された家族 SALAD モデル

家 族 SALAD モ デ ル の ３ つ 目 は、 自 由 放 任 的に基づいて、家族スタイルと YC や子どもの親化との（Laissez-faire/Anarchy）家族で、家族内に共有されて関連性についても実証的に検討されることである。

いるルールが全くなく、両親が子どもをほったらかしていたり、親が親としての役割をきちんと果たし

２．目

的ていなかったり、家族全員がバラバラで、各々が好本研究の目的は、①医療系大学１年生におけるき勝手にやっているが、相手の意に反した行動を誰YC あるいは YC 傾向における実態を調べること、②かが取ったときには、突然気まぐれに理不尽に怒り

子どもの親化を測定できる子どもの親化尺度を開発をぶつけたり、度を超した制裁を加えたりするようし、その信頼性と妥当性を検討すること、そして③な家族システムである。

４種類の家族スタイルと YC、子どもの親化、およ家 族 SALAD モ デ ル の ４ つ 目 は、 民 主 的（Democracy）家族で、家族のことは何でも、家族全

び他の変数との関連性について検討することである。

員で自由に発言して、家族のルールなども含めて話し合いで決めていくような、平等でリベラルな家族

３．方

システムである。

法

調査対象者：東京保健医療専門職大学の OT（作業

家族 SALAD モデルにおいては、自生的秩序的家

療法）
・PT（理学療法）学科１年生112名（男子53名、族が、家族の永続性、凝集性、秩序性、世代継承性

女子58名、その他１名、M = 18.3歳、SD = 0.52）。

などの点において最も望ましい家族スタイルではな

質問紙法：フェイスシート（年齢、性別、所属学

いかと仮説されている 。

科、家族構成）、家族 SALAD モデル尺度（４件法：12）56項目）12）、対人倫理感尺度（垂直：親子のような縦（７）YC に関する家族心理学における先行研究につの対人関係を示す）（５件法：12項目）５）、子どもの親化尺度（５件法：20項目）（小野寺、2022）、家族

いてYC の実態調査や YC についての事例研究の多くと自己のアイデンティティ融合尺度（５件法：１項、看護学 、公衆衛

目）14）、YC 実態調査項目（①中高生時代の通学状

生学16）の専門家によってなされてきた。YC という

況、②遅刻・早退状況、③部活動、④学校生活状況、

社会現象は家族と切っても切れないにもかかわら⑤家族内ケア対象の有無、⑥主なケア対象、⑦ケア

ず、家族心理学者による研究は相対的に少ないと言の理由、⑧ケアを始めた年齢・終えた年齢、⑨ケア

わざるを得ない。

の頻度、⑩ケアの平均時間、⑪ケアによる生活への

は、社会学

13）

や社会福祉学６）８）２）

そのような中でも、東北大学の奥山は、家族心理

悪影響、⑫ケアの身体的・精神的負担）９）、中高生時学の視点から YC における介護負担感に影響する要代の心身健康状態（０～100点の自由記述：１項

因についての研究を家族の関係性という視点から目）、中高生時代の家族満足度尺度（０～100点の自－ 18 －

子どもの親化としてのヤングケアラーに関する尺度開発および家族スタイルとの関連性に関する研究

表２

記述統計量

N

最小値

最大値

平均値

標準偏差

自生的秩序的家族

112

10

38

25.47

6.43

独裁的家族

112

0

38

11.74

7.80

民主的家族

112

2

39

25.76

6.71

自由放任的家族

111

0

25

10.29

6.67

公正の恩恵因子

111

10

30

24.47

4.49

不公正因子

111

6

26

11.05

5.20

子どもの親化 (parentification) 尺度

110

17

66

30.12

11.43

中高生時代の心身の健康状態

108

0

100

74.16

19.72

中高生時代の家族満足度

108

0

100

82.59

20.91

中高生時代の人生満足度

108

0

100

77.32

20.10

中高生時代の主観的 YC 度

107

0

100

19.49

23.55

家族システム =SALAD モデル※1
対人倫理感尺度（垂直）※１対人倫理感尺度（垂直）は２因子から成る（Hargrave,T.D. & Jennings, 1991）。両因子ともに６項目から成り、公正の恩恵因子の信頼性係数は α =.832、不公正因子の信頼性係数は α =.859 である。

由記述：１項目）、中高生時代の人生満足度尺度（０た。中高生時代の家族内におけるケアする対象の有～100点の自由記述：１項目）、主観的ヤングケア

無については、「ケアの対象がいた」と回答したのはラー度（０～100点の自由記述：１項目）で測定さ17名（15.3％）であった。ただ、本研究で使用した

れた。なお、得られたデータは PC 入力され、SPSS

調査用紙においては、ケア対象の有無の項目の後

ver.11にて統計解析された。

に、ケアの具体的な対象、頻度、時間、学校生活へ

本研究で使用された家族 SALAD モデル尺度の４の影響等についての詳細な項目が続いていたのであつの下位尺度（自生的秩序的家族、独裁的家族、自る が、 そ れ ら の 項 目 の 全 て に 回 答 し た の は ３ 名

由放任的家族、民主的家族）の項目例については小（３％）のみであった。

野寺

本研究において検討する尺度・項目等の記述統計を参照されたい。

12）

量を表２に示した。
【倫理的配慮】本研究は、東京保健医療専門職大学の研究倫理審（２）子どもの親化尺度の因子分析結果
YC 研究文献および家族心理学文献、特にボスゾ査委員会の承認を得た（倫理審査番号：TPU-23-

ルメニィ = ナージの文脈療法に関連した文献に基づ

006）。

いて作成された子どもの親化尺度（Parentification

果

Scale）（20項目）について、まず子どもの親化尺度（１）記述統計量について

全体の内的整合性（信頼性）を検討するために、

４．結

調査対象者の平均年齢（M）については18.3歳

Cronbach の α 係数を算出した（α=.910）。その結果、（SD =0.52）であり、YC の定義（18歳未満）に大き十分な内的整合性が認められた。その際、「項目合計く逸脱していなかった。家族構成については、「両親

統 計 量 」 に お け る「 項 目 が 削 除 さ れ た 場 合 のと自分と兄弟姉妹」が56％と最も多かった。２番目

Cronbach のアルファ」に基づいて３項目削除されに多かったのは、「両親と自分」で14％、３番目にた。

多かったのは「両親と自分と兄弟姉妹と祖父母（３残った17項目の子どもの親化尺度を用いて因子

世代家族）」で13％であった。中学時代の出欠状況分析（主因子法、バリマックス回転）が行われた。

については、79％が「欠席しない」か「ほとんど欠その結果、解釈可能性から３因子にまとまった（累席しない」と回答していた。部活動への参加状況に積因子寄与率=56.2％）（表３）。

ついては、80％が「休まず参加した」と回答してい－ 19 －

第１因子に負荷量の高かった項目は、「私は、家族

敬心・研究ジャーナル

表３

子どもの親化尺度の因子分析結果※1（主因子法、バリマックス回転、α= .907）
1因子

第1因子

2因子

3因子

親責任抱え込み因子 α=.917

Q88 私は、家族の中で、多くの責任を引き受けていた

0.951

0.169

0.147

Q87 私は、自分自身の人生を生きていなかったように感じる

0.764

0.363

0.076

Q90 私は、親の面倒をみている感じがした

0.763

0.265

0.155

Q86 私は、年齢にふさわしくないほど重い責任を担っていた

0.682

0.357

0.240

Q89 私は、家族のためにがんばっていても、認めてもらえなかった

0.671

0.397

0.050

第2因子

親子役割逆転因子 α=.855

Q71 私の「両親（母親・父親）」は、「親なのに親らしくない」と感じていた

0.235

0.823

0.081

Q80 私の「両親（母親・父親）」は、親らしくない（親とは思えない）ときが多かった

0.252

0.748

0.214

Q84 私は、家族の中では、子どもとしていることができなかった

0.512

0.573

0.175

Q82 私は、家族に対して犠牲を強いられていた

0.362

0.499

0.239

Q72 私は、大人の役割を親から要求されていた

0.287

0.470

0.311

Q81「自分の方が親よりも親らしい」と感じる時が多かった

0.315

0.433

0.415

第3因子

親役割代行因子 α=.774

Q79 私は、親に代わって、家事を行っていた-0.014

0.008

0.759

Q76 私が親の役割を果たさなければ、家が回らない（成り立たない）と感じていた

0.360

0.164

0.600

Q75 私は、親の役割を求められていると感じていた

0.242

0.235

0.598

Q78 私は、親の感情的なサポート（愚痴・悩みを聴く、励ますなど）をしていた-0.074

0.131

0.582

Q85 私は、自分が家族を支えているように感じていた

0.334

0.190

0.442

Q77 親を喜ばせるためにしてきたことは、親孝行のレベルを超えていた

0.380

0.170

0.408

※１

回転後の負荷量平方和

4.1

2.9

2.5

累積寄与率（％）

24.3

41.4

56.2

子どもの親化尺度は20項目であるが、信頼性分析より、Q73、Q74、Q83の３項目が削除され、17項目で因子分析が行われた。

の中で、多くの責任を引き受けていた」「私は、自分

痴・悩みを聴く、励ますなど）をしていた」「親を喜

自身の人生を生きていなかったように感じる」「私ばせるためにしてきたことは、親孝行のレベルを超

は、年齢にふさわしくないほど重い責任を担っていえていた」など６項目であった。したがって、このた」など５項目であった。したがって、この因子は、因子は、本来親がなすべき食事、洗濯、買い物など

本来は親が引き受けるべき重い責任を引き受けていの家事を子どもが代行していること（道具的ケア）て、子どもは自分の人生を生きられていないことをに加えて、子どもが親を喜ばせたり、愚痴や悩みを表していると解釈された。そこでこの因子は「親責聞いてあげたり励ましたりといった親の感情的サ

任抱込因子」と名づけられた（α=.917）。第２因子にポート（表出的ケア）を行っていることを表してい

負荷量の高かった項目は、「私の両親は、親なのに親ると解釈された。そこでこの因子は「親役割代行因

らしくないと感じていた」「私は、大人の役割を親か子」と名づけられた（α=.774）。

ら要求されていた」「自分の方が親よりも親らしいと感じる時が多かった」など６項目であった。した（３）４種類の家族スタイルと子どもの親化尺度とがって、この因子は、親が親らしく振舞っておらず、の相関係数（r）について

子どもが大人の役割を求められて、子どもの方がむ

家族 SALAD モデルにおける４種類の家族スタイ

しろ親らしいことを表していると解釈された。そこ

ルと子どもの親化尺度との間の相関係数を算出しでこの因子は「親子役割逆転因子」と名づけられたた。その結果、すべての家族スタイルとの間で有意（α=.855）。第３因子に負荷量の高かった項目は、「私な相関が認められた（表４）。具体的には、子どものは、親に代わって、家事を行っていた」「私が親の役

親化尺度と正の相関が認められたのは、独裁的家族

割を果たさなければ、家が回らない（成り立たない）

スタイル（r=.544***）と自由放任的家族スタイルと感じていた」「私は、親の感情的なサポート（愚（r= .665***）、および対人倫理感尺度の不公正因子－ 20 －

子どもの親化としてのヤングケアラーに関する尺度開発および家族スタイルとの関連性に関する研究

表４

４種類の家族スタイルと子どもの親化尺度の間のピアソン相関係数（r）※1
子どもの親化尺度

平均値

標準偏差

N

自生的秩序家族-0.206 *

25.47

6.43

112

独裁的家族

0.544 ***

11.74

7.80

112

民主的家族

-0.484 ***

25.76

6.71

112

自由放任的家族

0.569 ***

10.29

6.67

111

対人倫理感尺度（垂直）：公正な恩恵因子-0.514 ***

24.47

4.49

111

対人倫理感尺度（垂直）：不公正因子

0.665 ***

11.05

5.20

111

―

30.12

11.43

110

子どもの親化 (Parentification) 尺度※１ *p<.05, *** p<.001（r= .569***）であった。すなわち、独裁的家族スタ−.302*）との間で有意な負の相関が認められた。しイルと放任的家族スタイルが高まると、加えて対人たがって、中高生時代における女性においては主観

倫理感における不公正が高まると子どもの親化も高的 YC 度が高まると、心身の健康状態と家族満足度

まることが示唆された。それに対して、子どもの親が低下することが示唆された。

化尺度と負の相関が認められたのは、自生的秩序的家族スタイル（r=−.206*）と民主的家族スタイル（６）５種類の家族構造における一元配置分散分析
結果（全体データ）（r= −.484***）、および対人倫理感尺度の公正な恩恵因子（r=−.514***）であった。すなわち、自生的秩５つの家族構造間において、自己と家族とのアイ

序的家族スタイルと民主的家族スタイルが高まる

デンティティ融合度、心身の健康状態、家族満足度、と、加えて対人倫理感における公正の恩恵が高まる

対人倫理感尺度（垂直）の公正の恩恵因子、子どもと、子どもの親化が低下することが示唆された。

の親化尺度において分散分析を行った。その結果、５つの家族構造間において多くの有意差が認められ（４）中高生時代における家族内におけるケアする

た（表５）。
表５より、自己と家族とのアイデンティティ融合

対象の有無における t 検定について
中高生時代における家族内におけるケアする対象

度においては、父子家庭（B）、両親と自分と兄弟の「あり」群・「なし」群における主観的 YC 度と子（C）、３世代家族（D）と母子家庭（A）との間、おどもの親化尺度について t 検定を行った。その結果、よび父子家庭（B）、両親と自分と兄弟（C）、３世代

ケア対象の「あり」群は「なし」群と比べて、主観

家族（D）と両親不在家族（E）との間において有意的 YC 度（t（104）=3.725, p<.001***）と子どもの親差が認められた（F（4,106）=3.866, p=.006**）。
すなわち、母子家庭（A）と両親不在家族（E）の化尺度の得点において有意に高かった（子どもの親

家族構造の調査対象者は、両親が揃った家族の調査

化尺度：t（107）=2.802, p=.006**）。

対象者と比べて、有意に自己と家族とのアイデン（５）全体データ、男女データ別における主観的 YC

ティティ融合度（情緒的一体感）が低かった。心身の健康状態においては、父子家庭（B）と両親と自度との相関係数（r）
中高生時代における主観的 YC 度と、心身の健康

分と兄弟（C）、３世代家族（D）母子家庭（A）、両状態、家族満足度、人生満足度との間のピアソンの親と自分と兄弟（C）、３世代家族（D）との間、お相関係数を算出した。その結果、全体データと男性

よび両親不在家族（E）と両親と自分と兄弟（C）、３

データにおいては有意な相関は認められなかった

世 代 家 族（D） と の 間 で 有 意 差 が 認 め ら れ た（Fが、女性データにおいてのみ、主観的 YC 度と心身

（4,103）=5.185, p=.001***）。すなわち、父子家庭と両の 健 康 状 態（r=−.292*）、 お よ び 家 族 満 足 度（r=親不在家族の調査対象者は、両親が揃った家族と母－ 21 －

敬心・研究ジャーナル

表５

家族構造

５種類の家族構造間における一元配置分散分析結果※1

母子家庭
（A)

父子家庭
（B)

両親と自分
と兄弟（C)

3世代家族
（D)

両親不在
家族（E)

（n = 12）（n = 4）（n = 79）（n = 15）（n = 2）

家族とのアイデンティ
ティ融合度

M

（SD）

M

（SD）

M

（SD）

M

（SD）

M

（SD）

3.08

0.90

4.50

0.58

4.08

1.08

4.07

0.80

2.50

0.71

中高時代の心身の健康
71.55 18.62 42.50 34.03 76.70 18.21 76.14 13.81 40.00
状態
中高時代の家族の居心72.91 23.49 56.25 39.02 85.18 18.40 90.29
地の良さ（家族満足度）
対 人 倫 理 感 尺 度（ 垂19.82
直）：公正な恩恵因子
子どもの親化尺度

5.33 24.75

4.57 25.18

4.12 24.60

9.82 35.00

0.00
7.07

3.94 20.50

4.95

32.27 13.30 34.50 16.42 29.08 10.17 28.73 10.50 60.50

7.78

平方和

F値

有意確率

多重比較

( df ）
15.8863.866

108.888（4, 106）

6970.753

5.185

34621.571 （4, 103）9682.103

6.717

37117.971 （4, 103）309.634

4.291

1912.005 （4, 102）2087.310

4.513

12142.154 （4, 105）

0.006**
0.001***
0.000***

A<B, A<C, A<D,
E<B, E<C, E<D
B<A, B<C, B<D
E<A, E<C, E<D
A<C, A<D, A>E, B<C,
B<D, E<A, E<C, E<D

0.003**

A<B, A<C, A<D

0.002**

E>A, E>B, E>C, E>D※１ **p<.01, ***p<.001

子家庭の調査対象者と比べて、有意に心身の健康状（７）４種類の家族スタイルから子どもの親化尺度

態が悪かった。家族満足度（居心地の良さ）においへのステップワイズ重回帰分析結果ては、両親不在家族（E）と母子家庭（B）、両親と家族 SALAD モデルにおける４種類の家族スタイ

自分と兄弟（C）、３世代家族（D）との間、父子家

ルを説明変数として投入し、子どもの親化尺度を従庭（B）と両親と自分と兄弟（C）、３世代家族（D）

属変数としたステップワイズ重回帰分析を行った。

との間、および母子家庭（A）と３世代家族（D）とその結果、子どもの親化尺度に有意なプラスの影響の間、父子家庭（B）と両親と自分と兄弟（C）、３を 与 え て い た の は、 自 由 放 任 的 家 族 ス タ イ ル

世代家族（D）との間において有意差が認められた（β=.391***）と独裁的家族スタイル（β=.341***）で（F（4,103）=6.717, p<.001***）。すなわち、両親不在あった（R2=.393***）（図２）。

家族が最も家族満足度が低く、２番目が父子家庭、３番目が母子家庭というように、片親家族は両親が揃った家族と比べて家族満足度が低かった。対人倫

自由放任的家族スタイル

理感尺度（垂直）の公正の恩恵因子においては、母

子どもの親化尺度（R 2 = .393***）子家庭（A）と父子家庭（B）、両親と自分と兄弟（C）、３世代家族（D）との間で有意差が認められた

独裁的家族スタイル（F（4,102）=4.291, p=.003**）。すなわち、母子家庭の調査対象者は、父子家庭、両親と自分と兄弟、３世代家族の調査対象者と比べて有意に対人倫理感の公正の恩恵が低かった。換言するならば、母子家庭の*** p < .001

n = 108

図２ ４
 つの家族スタイルから子どもの親化尺度へのステップ
ワイズ重回帰分析結果

調査対象者は、より多くの不公正さを体験していた。最後に子どもの親化尺度においては、両親不在

さらに、子どもの親化尺度の３つの下位因子と４家族（E）とそれ以外の全ての家族構造との間で有つの家族スタイルを説明変数として投入し、①家族意差が認められた（F（4,105）=4.513, p=.002**）。す満足度（居心地の良さ）、および②主観的 YC 度を従

なわち、両親不在家族の調査対象者は、その他全て

属変数としたステップワイズ重回帰分析を行った。

の家族構造の調査対象者と比べて有意に子どもの親

その結果、①家族満足度に有意なマイナスの影響を化尺度の得点が高かった。

与えていたのは、子どもの親化尺度の第２因子の親子役割逆転因子（β=−.556***）であり、プラスの影
響を与えていたのは民主的家族スタイル（β=.199*）であった（R2=.393***）（図３）。
－ 22 －

子どもの親化としてのヤングケアラーに関する尺度開発および家族スタイルとの関連性に関する研究有無項目においては、15.3％が「ケア対象がいる」

第2因子
親子役割逆転因子と回答していたが、後続する YC についてのより詳細な質問項目にまで回答したのは３名（３％）で家族満足度あったことから、先行研究 １）６） で見出された数値（家族の居心地の良さ）（R 2 = .481***）（例えば、全日制高校２年生の YC 割合は4.1％９）、青

民主的家族スタイル

森県で３万2540人を対象に実施された調査では YC*p < .05
図３***p < .001

割合は大学生2.5％１））に照らした場合、３％という

n = 105

 つの家族スタイルと子どもの親化尺度下位因子か４ら家族満足度へのステップワイズ重回帰分析結果

数値の方が、大学生における YC 割合の実態を反映していると考えられる。
次に、YC の実態調査や先行研究、および家族心②主観的 YC 度へ有意なプラスの影響を与えてい理学分野で長年蓄積されてきた臨床知見等を加味したのは子どもの親化尺度の第３因子の親役割代行因て、YC を意味するか、密接に関連する構成概念で子（β=.310**） と 第 １ 因 子 の 親 責 任 抱 込 因 子

ある子どもの親化（parentification）尺度を開発し、（β=.209*）であった（R =.178***）（図４）

信頼性係数（α）と因子分析にて検討した結果、３因2子が得られた。まず信頼性については、十分な内的一貫性が確認された。各因子については、第１因子

第3因子
親役割代行因子は「親責任抱込因子」、第２因子「親子役割逆転因子」、そして第３因子は「親役割代行因子」と命名さ

主観的
ヤングケアラー度れた。家族心理学文献の中では、親化の特徴として、（R 2 = .178***）第1因子
親責任抱込因子親子の役割逆転（role reversal）が指摘されてきた。
*p < .05**p < .01

これは本来は親が担う役割を子どもが担っている状

n = 104

況であり、YC の特徴とも一致する ６）13）。したがっ図４ ４
 つの家族スタイルと子どもの親化尺度下位因子から主観的ヤングケアラー度へのステップワイズ重回帰分析結果て、子どもの親化尺度の第１因子の「親責任抱込因子」と第２因子「親子役割逆転因子」において、本来は親が背負う責任を子どもが背負い、親子の役割

５．考察が逆転している状態４）７）という YC の核心的特徴を

本研究は、①医療系大学１年生における YC ある

捉えることができる可能性が高いと考える。加えいは YC 傾向における実態を調べることと、②子どて、第３因子の「親役割代行因子」では、こちらももの親化を測定できる心理尺度を開発し、その信頼

古くから親化に関する家族心理学文献４）７）の中で指性と妥当性を検討すること、および③家族 SALAD

摘されてきたもので、親化された子どもが遂行してモデルにおける４種類の家族スタイルと YC、子どいるとされる２つのケア、すなわち、日々の家事やもの親化、およびその他の変数との関連性について

雑事を親の代わりに子どもが代行する「道具的ケ検討することであった。

ア」と、親の愚痴や悩みをあたかもカウンセラーの

ここでは、本研究の結果を振り返りながら考察していく。

ように傾聴してあげ、励ましたり、勇気づけたり、鼓舞したりといった「感情的ケア（表出的ケア）」を

まず、「記述統計量について」であるが、本研究のしっかりと測定できるようになっている。この点に調査対象者の平均年齢が18.3歳であったことから、

おいて、本尺度における内容的妥当性に関してはあ日本ケアラー連盟による YC の定義にほぼ合致してる程度担保されたのではないかと考えられる。このいたことが確認された。したがって、本研究の結果

ように家族心理学の過去の先行研究をしっかりと押は、ぎりぎりではあるが、現役の YC に準ずるエビ

さえた上で、日本語として開発された子どもの親化

デンスとして解釈してもさほど問題は無いのではなを測定できる心理測定尺度としては、最初のものでいかと思われる。また、家族内におけるケア対象のあると考えられる。社会受けしやすい「ヤングケア－ 23 －

敬心・研究ジャーナル

ラー」という流行言葉ではなく、50年以上の研究知や心身の健康状態、家族満足度、および親化の度合見を有する「親化」という概念で実証的研究が多数

いにおいて、有意により適応度が低い（望ましくな行われることを期待したい。

い）傾向が認められたということができる。

次に、４種類の家族スタイルと子どもの親化尺度

さらに、４種類の家族スタイル（説明変数）からとの相関を検討した結果、自生的秩序的家族スタイ

子どもの親化尺度（従属変数）へのステップワイズ

ルと民主的家族スタイルとは負の相関が認められ、重回帰分析が行われた結果、子どもの親化尺度に有独裁的家族スタイルと自由放任的家族スタイルとは意な正の影響を与えていたのは、影響が強かった順

正の相関が認められた。小野寺の先行研究から自に、自由放任的家族スタイルと独裁的家族スタイル

生的秩序的家族スタイルと民主的家族スタイルはプの２つであった。この結果と先ほどの４つの家族ス

ラスに相関し、これらの両家族スタイルの特徴の増タイルと子どもの親化尺度との相関分析の結果を合

加は家族満足度の高さと関連することが示されていわせると、やはりこの２種類の家族スタイルは子どる。逆に、独裁的家族スタイルと自由放任的家族スもの親化に対して促進的な影響を及ぼしている可能

タイルはプラスに相関し、これらの両家族スタイル性が高いと考えられる。すなわち、法の支配（ruleの特徴が増えると、家族満足度が低下することが示

of law）が確立しておらず、恣意性（arbitrariness）がされている。したがって、子どもの親化尺度と正のまん延し、ルールが不明確で、無秩序な家族スタイ相関が認められたのが、独裁的家族スタイルと自由ルにおいて、子どもの親化が促進されることが示唆

放任的家族スタイルであったことから、民主的では

された。

12）

なく、ルールや決まり事がなく、何が起こるか分か

さらに、子どもの親化尺度の下位因子と４つの家らないような無秩序な家族において、子どもの親化

族スタイルを投入し、家族満足度（居心地の良さ）という現象が生じやすいことが示唆された。換言すと主観的 YC 度をそれぞれ従属変数にステップワイ

れば、家族スタイルが、自生的秩序的家族や民主的ズ重回帰分析を行ったところ、家族満足度に負の影

家族スタイルに変わることで、子どもの親化を減ら響を与えていたのは子どもの親化尺度の第２因子ですことができるかもしれない。

ある親役割逆転因子であった。これは、親が親らし

さらに、全体データ、男女データ別における主観くなかったり、親らしく振る舞っておらず、結果と的 YC 度と中高生時代の心身の健康状態や家族満足して子どもの側が大人として振る舞うことを求めら

度等との間の相関を検討したところ、女性データのれるような家族において、家族満足度が低下するこみにおいて、主観的 YC 度との間で有意な負の相関とが示唆された。しかし逆に、主観的 YC 度に影響が認められた。すなわち、女性データにおいて主観を与えていたのは、子どもの親化尺度の第２因子以的 YC 度が高まるほど、心身の健康状態が悪化し、外の第３因子の親役割代行因子と第１因子の親責任

家族満足度が低下することが示された。ここで大事抱込因子であったことは興味深い。主観的には、親なことは、女性データのみにおいてこのような結果の代わりに家事をしたりといった親の役割を代行しが認められたということである。つまり、女性の方たり、家族の責任を背負うことによって、自己をが男性よりも、YC 役割を担うことが多く、しかもYC としてより知覚しやすいと考えられる。それは、その悪影響が女性において、より顕在化しやすいこ

メディアでの YC 報道においては、上記のような特とが推測された。

徴をもって YC とステレオタイプ的に報道している

次に、５種類の家族構造において一元配置分散分からであると考えられる。

析で検討した結果、家族構造間での有意差が多数認

結論としては、YC の悪影響を軽減させるためにめられた。全ての結果について詳細に振り返ること

は、自生的秩序的家族や民主的家族スタイルを積極はできないが、全体の傾向として、片親家族（母子的に促進し、家族内の対人倫理感（公正性）を高め

家庭・父子家庭）や両親不在の家族構造の調査対象

ることと、片親（単親）家庭の資源（リソース）不者は、両親が揃った家族構造の調査対象者と比べ足という負の影響をできるだけ軽減させるべく、多て、家族とのアイデンティティ融合（情緒的一体感）

様な資源のうちの１つとしての医療・介護・福祉に－ 24 －

子どもの親化としてのヤングケアラーに関する尺度開発および家族スタイルとの関連性に関する研究

携わる専門職による支援というものの活用が、社会的にますます重要な意味を持ってくるのではないかと思われる。
最後に、本研究の限界と今後の課題について言及
したい。

２）青山京子（2021）日本におけるヤングケアラー研究動向．修文大学紀要，No. 13, pp.19-25．
３）Boszormenyi-Nagy, I. & Krasner, B.（1986）Between Giveand Take: A Clinical Guide To Contextual Therapy. Routledge４）Chase, N. D.（ed.）（1999）Burdened children: Theory,
research and treatment of parentification. SAGE publications

本研究は、YC をテーマとした医療系大学の大学

５）Hagrave,T.D., Jennings,G. & Anderson,W.T.（1991）Thedevelopment of a relational ethics scale. Journal of Marital

１年生を対象に行われた小規模な調査であった。したがって、本研究から見出された知見や結論を、安易に一般化することには慎重でなければならない。
加えて、本研究は質問紙調査であり、実際の YC に
インタビューしたわけでもない。したがって、本研究の分析結果から見出された内容が、現実の YC 体
験者の実体験とどのような関係があるのか、今後のand Family Therapy, 17, 145-159.
６）濱島淑惠（2021）子ども介護者：ヤングケアラーの現実と社会の壁．角川新書
７）Jurkovic, G. J.（1997）Lost Childhood: The Plight of the
Parentified Child. Routledge８）河本秀樹（2020）日本のヤングケアラー研究の動向と到達点．敬心・研究ジャーナル、第４巻第１号、p. 45-53．
９）三菱 UFJ リサーチ＆コンサルティング（2021）令和２
年度 子ども・子育て支援推進調査研究事業

研究として調べていかなければならない。また、質問紙で扱うことができた項目数も少なかったことに加えて、統計分析における限界もあったと思われる。したがって、これらの限界を一つずつ乗り越え

murc.jp/wp-content/uploads/2021/04/koukai_210412_7.pdf（2023年３月９日閲覧）
10）奥山滋樹（2020）ヤングケアラーにおける介護負担感に対する影響要因の検討：家族の関係性、介護、ケアによていけるよう今後の研究を計画し、実施していきた

る心理的体験の側面から．家族心理学研究、第33巻

いと考える。その一環としてまず取り組まねばならないことは、本研究にて開発し信頼性と内容的妥当

ヤングケ

アラーの実態に関する調査研究報告書．https://www.

（２）、73-85．
11）奥山滋樹（2018）ヤングケアラー心理尺度改訂版の開発：項目表現の変更とカットオフポイントの検討．東北性まで確認した「子どもの親化尺度」を、規準測度

大学大学院教育学研究科研究年報、第67巻（１）、257-となる既存のヤングケアラー測定尺度との間での相266．

関を確かめ、規準関連妥当性（並存妥当性）を確立

12）小野寺哲夫（2019）家族システム =SALAD モデルに関すすることであろう。加えて、調査対象についても、る家族心理学的研究．敬心・研究ジャーナル、第３巻第今後は医療系私立大学生だけではなく、公立中高生を対象としたインタビュー調査を行っていくことも必要であろう。その際は、被験者の年齢に十分配慮

２号、39-49．
13）澁谷智子（2018）ヤングケアラー：介護を担う子ども・
若者の現実．中公新書．
14）Swann W. B.Jr., Gómez A., Seyle C. D., Morales J. F., Huici C.
Identity fusion（2009）The interplay of personal and social

した「聞き方」が重要になることに加えて、育ちの過程において「親化」が避けられなかった子どもに

identities in extreme group behavior. Journal of Personality

おいて、どのような発達的課題が生じているのかに

15）内山彩香、椎野睦、若島孔文（2022）ヤングケアラー傾

ついても心理学的に捉えていくことが求められるだ

and Social Psychology, 96, 995-1011.
向のある青年の家族構造と抑うつ症状の検討．（東北大学大学院）心理支援センター研究紀要、第１巻、239-

ろう。

251．

利益相反（COI）：本研究においては報告すべき COI

16）渡邊多永子、田宮菜奈子、高橋秀人（2019）全国データ
によるわが国のヤングケアラーの実態把握 ― 国民生活基礎調査を用いて、厚生の指標66（13）、31-35.

はない。

受付日：2024年２月20日

参考文献
１）青森県健康福祉部こどもみらい課（2023）青森県ヤング
ケアラー実態調査報告書－ 25 －

受理日：2024年４月30日