第66巻第 6 号「厚生の指標」2019年 6 月

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保育所における虐待リスクの重複による対応上の困難感および関連機関との連携の現状
イノウエ

シン ジ

マツミヤユキタカ

井上 信次＊ 1 松宮 透髙＊ 2目的

本研究では，虐待リスクの重複は対応する保育士の主観的困難感を高めること，虐待に関する保育所と関連機関との連携が不十分であることを実証的に明らかにすることにした。

方法

Ａ県に所在するすべての保育所を対象に質問紙調査を行い，利用児における虐待リスクの重複状況などを尋ね，統計学的に分析を行った。調査票は2013年10月から同年11月に配布し回収した。郵送調査法により行った。410施設に配布した内，139施設（33.9％）から調査票が返却された。その内，本研究に該当する調査票への記入があった調査票は79票（19.3％）であった。
79票には344人の利用児についての記載があった。初めに，関係機関との連携について基礎集計から明らかにした。虐待リスクの数と保育士が持つ対応上の困難感との関係について，オッズ比から明らかにした。分析では「対応上の困難感」を従属変数とし，「虐待の有無」「利用児の障害の有無」「親のメンタルヘルス問題の有無」「同居家族」「世帯の所得状況」「保育所内での連携」「市町村担当課との連携」および「児童相談所との連携」を独立変数とした， 2 項ロ
ジスティック回帰分析を行った。

結果連携について，保育所内と市町村担当課に比べて，児童相談所とは非常に低かった。次に，保育士が有する困難感について， 3 つの虐待リスクの内，虐待リスクが 2 件以上ある場合と 2件未満の場合との間に，統計学的な有意差が認められた。一方，虐待リスクが 3 件の場合と 2件の場合との間と， 1 件の場合と 0 件の場合との間には，その困難感について統計学的な有意差が認められなかった。利用児に対応する際の保育士の困難感について，低年齢児の場合，「虐待の有無」「親のメンタルヘルス問題の有無」「利用児の障害の有無」の順に影響を与えていた。また，高年齢児の場合は，「虐待の有無」が保育士の認識に影響を与えていた。

結論

複数の虐待リスクを有するか，または被虐待が感知された状況が，保育士の対応上の主観的困難感に影響を与えていることが示唆された。主観的な困難感を通じて，保育士は虐待およびその好発状況についていち早く感知するモニタリング機能を発揮し得ると推察される。さらに，保育所と児童相談所との連携が約 8 割でできていなかったことから，虐待リスクを感知しながらも，保護者との関係維持を考慮して問題として取りあげづらく外部機関にも気軽に相談しにくい状況に，保育士が置かれている可能性が示唆された。

キーワード

保育士，メンタルヘルス，子ども虐待，虐待リスク，保育所との連携

Ⅰ 緒言

は，世帯の中に秘匿されがちな，子どもの養育問題の存在を外部者が感知するための重要な接養育者以外の機関が子どもと直接に接する場＊ １ 新見公立大学健康科学部地域福祉学科准教授

点でもある。乳幼児健診や小児科受診と並び，＊ ２ 県立広島大学保健福祉学部人間福祉学科准教授― 9 ―第66巻第 6 号「厚生の指標」2019年 6 月

保育所，幼稚園，および小中学校などにおけるが重要な意味を持つと考える。

子どもや世帯の抱えるリスクの感知と専門機関

Ⅱ 方への通告は，重要な機能と認識されてきた。しかし，早急な介入の要否を判断することは必ず法しも容易でない。保育や教育，福祉など日常的Ａ県の全保育所を対象として質問紙調査を継続的な関わりを基盤とする支援機関には，虐行った。調査票は 2 種類あり，虐待リスクのあ待通告後の関係継続の必要性から，行政や警察る利用児童の世帯に関する保育所代表者の認識とは異なる困難を伴う。筆者らはこれまでに，調査（調査Ａ），および虐待リスクのある利用児童福祉施設に入所する児童の親にメンタルヘ児個々の状況を尋ねる調査（調査Ｂ）である。

ルス問題が高率にみられること，その問題が家両調査票は2013年10月から同年11月に配布し，庭復帰支援に否定的な影響を及ぼしつつ，実際回収した。配布・回収は業者に委託し，郵送調には十分な支援を欠いたまま家庭復帰が進めら査法により行った。調査Ａは別に報告したた

れていることを児童福祉施設の調査を通して指め5），本研究では調査Ｂのみを分析する。

摘した1）-3）。別の調査では，児童福祉施設の家調査Ｂで用いたデータは，以下のとおり，保庭支援専門相談員が持つ，メンタルヘルス問題育士に尋ね，回答を得たものである。Ａ県のすのある親への支援におけるストレスや困難感のべての利用児を対象にしたものではない。「保高さを明らかにし，その要因として，児童福祉育所に通っておられる子どもやその保護者の中と精神保健福祉の相談援助職間の連携不全と認で，次のような状況のいずれかに該当する子ど識の差異がみられることを指摘した 。さらに， もをすべてリストアップして下さい。 1
4）

虐待

より早期の段階で親子と関わり得る機関として（身体的・心理的・性的・ネグレクトなど）が保育所に着目して実施した調査（後述する調査みられる（疑いを含む）子ども。 2

Ａ）の結果から，親のメンタルヘルス問題や貧ではなくとも不適切な養育（マルトリートメン

困問題は他のリスク要因と複合しやすく，実際ト）状況にあると考えられる子ども。 3に虐待がみられる割合も高いことを指摘した5）。

保護受給中もしくは低所得（と考えられる）世

しかし，子ども虐待を巡る保育士の意識につい帯の子ども。 4ては，意欲的な研究6）-9）はみられるものの，家みられる（疑いを含む）子ども。 5

庭環境や親のメンタルヘルス問題に焦点化したタルヘルス問題がみられる（疑いを含む）子ど

実証的調査研究は乏しい状況である。

も」である。本研究では特に， 3・4 および 5

虐待ほど生活心身に何らかの障がいなどが親にメン

そこで，本研究では保育所において何らかのを虐待リスクと捉えて分析する。なお，以下の虐待に結びつくと考えられる要因（以下，虐待「利用児」は，利用児一般ではなく，本調査対リスク）を感知している利用児に関する調査か象に該当する利用児のみを指す。
分析では，基礎集計，オッズ比の有意差検定，ら，保育士の困難感と感知された虐待リスクとの関係を提示する。専門職の配置状況や専門機保育士が利用児に対応する際に持つ困難感を従関との連携体制から，保育所の虐待対応機能は属変数，利用児への虐待の有無などを独立変数必ずしも高いとはいえない。しかしながら，保とした， 2 項ロジスティック回帰分析を行った。

育所は早期に子どもや世帯の問題を感知し得る分析には，SPSS Statistcs21.0を用いた。 5 ％機関として極めて重要な位置にある。保育士にを有意水準とした。

よって感知される虐待リスク要因や困難感は，虐待予防や早期介入に向けた重要な検出機能と（ １ ） 調査票の構成と変数の変換なると考える。その検出機能が有効に活かされ調査Ｂでは，利用児各々の「性別」「満年るためには，保育所の機能強化のみならず，そ齢」「同居家族」「虐待の有無」「親のメンタルの困難感を受け止めバックアップする関係機関

ヘルス問題の有無」およびその詳細を主に尋ね― 10 ―

第66巻第 6 号「厚生の指標」2019年 6 月

た。さらに，利用児各々の「世帯の所得状況」

利用しないこと，回答者や利用児個人が特定さ「対応上の困難度」（保育所内，市町村担当課れないように氏名や自治体名は記号化すること，および児童相談所との）「連携状況」について調査協力は任意であることなどを文章で説明しそれぞれ 5 件法で尋ねた。

た。なお，本調査については県立広島大学保健2 項ロジスティック回帰分析を行う際，各変福祉学部の研究倫理審査を受審し，その承認を数は次のとおりダミー変数に変換した。
「1得た上で実施している（第13MH044号，承認全く困難ではない」と「 2日：2013年10月15日）。

あまり困難ではない」とを統合し，「0困難ではない」に，「4困難である」と「 5非常に困難である」とを統合し，「1Ⅲ 結困難である」とした。
「虐待の有無」および「利用児の障害」については，「不明」を除き，「0無し」「1有り」とした。

果

調査ＡとＢの調査票を410施設に配布した内，139施設（33.9％）から調査票が返却された。

「親のメンタルヘルス問題の有無」については， その内，調査Ｂへも記入があった調査票は79票「 不 明 」 を 除 き，「両親ともになし」を「 0（19.3％）であった。79票には344人の利用児無し」に，その他をすべて「 1有り」とした。 についての記載があった。本研究ではこのすべ「同居家族」については，「0両親同居（含，義母または義父）」と，「1母親のみ同居世帯」（以下，母子世帯）とし，それ以外は除いた。
「世帯の所得状況」は，「4りあり」と「 5合し，「0「3損値の除去を行ったため，分析によって分析対象数が異なる。

生計ややゆと生計に十分なゆとり」とを統生計にゆとりあり」に，「1保護世帯」と「 2てを有効回答票とするが，ペアワイズによる欠（ １ ） 回答保育所の状況

生活回答が得られた施設の平均定員数±標準偏差

保育料減免世帯」および（以下，SD）は，87.6±27.6人であった。保生計やや厳しい」とを統合し「 1生計育所からは合計344人の利用児についての回答にゆとりなし」とした。
「保育所内での連携」

があり， 1 施設あたりの平均利用児数±SDは，と「市町村担当課との連携」および「児童相談4.4±5.5人であった。各保育所の利用児に占め所との連携」については，「4る，本研究の分析に該当する利用児の平均割合る」と「 5「0連携できてい十分連携できている」とを統合し連携あり」に，「1±SDは，5.0±6.6％であった。

全く連携できていない」と「 2あまり連携できていない」とを統合し，「1（ ２ ） 利用児の状況連携なし」とした。以上の変数

利用児の状況を表 1 に示した。性別についての中での「どちらでもない」は，「 0 」と「 1 」

みると，男児が60.1％と女児よりも多かった。のどちらに含めても恣意的になるため，ダミー利用児は， 4 歳以上が45.2％であった。虐待を変数の変換からは除いた。

受けた利用児（被虐待児）は32.0％であったが，し い不明が 1 割強あった。虐待の内訳は，不適切な（ ２ ） 倫理的配慮養育が46.4％，ネグレクトが30.9％であった。

Ａ県保育士会長に依頼し，同理事会に同席し虐待者は実母が59.1％，実父が20.9％，およびて調査趣旨の説明と協力依頼を行った。Ａ県内

両親が11.8％であったことから，およそ 9 割がすべての保育所に対して，回答は任意の郵送調

実の親からの虐待であることが明らかになった。

査を実施することに同意を得た上で，公開され利用児に何かしらの障害があると保育士が認識ている名簿に基づき悉皆で調査票を郵送した。

していたのは，42.2％であった。しかし，不明調査票に添付した依頼状において，調査の目的が9.0％あった。障害内訳は，発達障害が61.4

や内容のほか，研究調査目的以外にはデータを％と最も多く，次いで知的障害が17.2％であっ― 11 ―

第66巻第 6 号「厚生の指標」2019年 6 月

た。保育士が親にメンタルヘルス問題がないとたことから，保育士は半分以上の利用児の親に判断した利用児は，不明を含めた26.5％であっメンタルヘルス問題があると認識していたと考えられる。親のメンタルヘルス問題の内訳は，

表 １ 調査対象利用児の状況（度数分布）
（単位人）

ｎ（％）
性別（ｎ＝338）
男性
女性
利用児の満年齢（ｎ＝336）
1 歳未満
1 歳以上 2 歳未満
2 歳以上 3 歳未満
3 歳以上 4 歳未満
4 歳以上
虐待の有無（ｎ＝344）
有り
無し
不明
主な虐待種別（ｎ＝110）
不適切な養育
ネグレクト
身体的虐待
心理的虐待
性的虐待
詳細不明
主な虐待者（ｎ＝110）
実母
実父
両親
虐待者不詳
義父または義母
その他
利用児の障害（ｎ＝344）有り
無し
不明「有り」の内訳（複数回答）
発達障害
知的障害
身体障害
慢性疾患など
不詳またはその他
メンタルヘルス問題を持つ親（ｎ＝344）有り
実母にあり両親ともになし
両親ともあり実父にあり義父または義母にあり無しまたは不明「有り」の内訳（複数回答）
うつ病など
人格障害または発達障害
知的障害
統合失調症
アルコールまたは薬物依存
同居家族（ｎ＝315）
実両親同居世帯母親のみ同居世帯（＝母子世帯）
両親同居（含，義母または義父）
父親のみ同居世帯
両親不在世帯義父または義母のみと同居
里親と同居
注

ｎ：例数

うつ病などが24.7％で最も多く，次いで人格障害または発達障害が6.4％であった。世帯についてみると，実の両親と同居していたのは55.9203（60.1）
135（39.9）％であり，母子世帯が28.9％であった。

1（ 0.3）36（10.7）
68（20.2）
79（23.5）
152（45.2）（ ３ ） 保育士が持つ利用児への対応上の困難感，

110（32.0）
195（56.7）
39（11.3）
51（46.4）
34（30.9）
13（11.8）8（ 7.3）2（ 1.8）2（ 1.8）65（59.1）
23（20.9）
13（11.8）4（ 3.6）2（ 1.8）3（ 2.7）145（42.2）
168（48.8）31（ 9.0）89（61.4）25（17.2）4（ 2.8）4（ 2.8）23（15.9）99（28.8）
96（27.9）33（ 9.6）24（ 7.0）1（ 0.3）91（26.5）70（24.7）
18（ 6.4）
16（ 5.3）
13（ 4.6）
12（ 3.9）176（55.9）91（28.9）23（ 7.3）
11（ 3.5）
6（ 1.9）6（ 1.9）2（ 0.6）

連携の状況
保育士が有する利用児への対応上の困難感，連携の状況などを表 2 に示した。対応上の困難感は，「全く困難ではない」と「あまり困難ではない」を合計すると36.8％であった。これに対して，「困難である」と「非常に困難である」を合計すると31.3％であった。世帯の所得状況は，70.4％が生活保護世帯や減免，もしくは生計が厳しいと推察される世帯であった。連携は，「連携できている」と「十分連携できて表 2 保育士が持つ対応上の困難感等の状況（度数分布）
（単位人）

ｎ（％）
対応上の困難感（ｎ＝329）
全く困難ではない
あまり困難ではない
どちらともいえない
困難である
非常に困難である
世帯の所得状況（ｎ＝327）
生活保護世帯
保育料減免世帯
生計やや厳しい生計ややゆとりあり
生計に十分なゆとり
保育所内での連携（ｎ＝337）
全く連携できていない
あまり連携できていない
どちらともいえない
連携できている十分連携できている
市町村担当課との連携（ｎ＝327）
全く連携できていない
あまり連携できていない
どちらともいえない
連携できている十分連携できている
児童相談所との連携（ｎ＝220）
全く連携できていない
あまり連携できていない
どちらともいえない
連携できている十分連携できている
注― 12 ―

ｎ：例数

47（14.3）
74（22.5）
105（31.9）77（23.4）
26（ 7.9）67（20.5）
63（19.3）
100（30.6）69（21.1）
28（ 8.6）2（ 0.6）11（ 3.3）
64（19.0）129（38.3）
131（38.9）33（10.1）
13（ 4.0）85（26.0）111（33.9）85（26.0）111（50.5）26（11.8）
43（19.5）21（ 9.5）
19（ 8.6）

第66巻第 6 号「厚生の指標」2019年 6 月

いる」との合計は，保育所内は77.2％，市町村高かった。虐待リスクの数が 3 件の場合と 2 件担当課は59.9％，および児童相談所は18.1％での場合との間， 1 件の場合と 0 件の場合との間あった。ここから，児童相談所との連携は他のには，オッズ比について統計学的な有意差は認連携に比べて非常に低かったことが明らかにめられなかった。次に，虐待リスクの数が 2 件なった。

以上の場合と， 2 件未満に分けて検討した。その結果，保育士が持つ対応上の困難感は，虐待（ ４ ） 保育士が感知した虐待リスクの数と対応上の困難感との関係リスクが 2 件以上ある場合は， 2 件未満に比べて2.16倍（CL：1.27-3.70）高かった。以上か各利用児に対して，ダミー変数に変換した 3
つの虐待リスク（利用児の障害の有無，親のメら，虐待リスクが複数であるかないかで，その困難感に影響を与えることが示唆される。

ンタルヘルス問題の有無，世帯の所得状況が厳しいかどうか）の内，該当する数を合算した。

（ ５ ）「対応上の困難感」の要因の検討についその結果，虐待リスクが 0 件であった利用児がて（ 2 項ロジスティック回帰分析を用いて）17人（4.9 ％）， 1 件 で あ っ た 利 用 児 が156人（45.3％）， 2 件であった利用児が137人（39.8「対応上の困難感」を従属変数とし，「虐待の％），および 3 件であった利用児が34人（9.9有無」「利用児の障害の有無」「親のメンタルヘ％）であった。さらに，虐待リスクと，対応上ルス問題の有無」「同居家族」「世帯の所得状の困難感の「有り／無し」，それぞれの利用児況」「保育所内での連携」「市町村担当課との連の 数 と の 関 係 を 図 1 に 示 し た（ 以 下，CL：携」および「児童相談所との連携」を独立変数95％信頼区間）。その結果から，虐待リスクのとした， 2 項ロジスティック回帰分析を行った

数が 2 件の場合は， 1 件の場合より保育士が持（以下，ｐ値はHosmer＆Lemeshow検定の結つ対応上の困難感は1.94倍（CL：1.09-3.47）

果，R2値はNagelkerkeR2の値）。
分析の結果，「同居家族」を調

図 1 虐待リスクの数と対応上の困難感との関係
3

困難感有り

困難感無し

15(60.0)10(40.0)

整変数とした「虐待の有無」「利用児の障害」および「親のメンタオッズ比（95％信頼区間）

ルヘルス問題の有無」を独立変数としたモデルが，最も妥当であっ

1.28(0.52‑3.16)4)
48(53.9)

虐待リスクの数

2R2＝0.40）。その結果を表 3 に示

41(46.1)
1.94(1.09‑3.47)5)

1

た（ｐ＝0.86，正答率＝77.70％，38(37.6)

2.16(1.27‑3.70)7)2(22.2)「 利 用 児 の 満 年 齢 」 を「 4 歳 以上」と「 4 歳未満」との 2 群に分63(62.4)
2.11(0.42‑10.69)6)0

した。さらに，同モデルについて，けて，「利用児の満年齢」ごとの2 項ロジスティック回帰分析を行った。その結果，それぞれのモ7(77.8)

デルの適合性が認められた（ 4 歳0注20406080100％1） 単位は「人」，（ ）内は％。
2） 人数は，保育士が対応上の困難感を有した，または有さなかった利用児の人数である。
3） 虐待リスクの数は，「利用児の障害の有無」「親のメンタルヘルス問題の有無」「世帯の状況」の 3 つの中で該当する数である。
4） 虐待リスクの数「 3 ｣と「 2 」とのオッズ比（95％信頼区間）である。
5） 虐待リスクの数「 2 ｣と「 1 」とのオッズ比（95％信頼区間）である。
6） 虐待リスクの数「 1 ｣と「 0 」とのオッズ比（95％信頼区間）である。
7） 虐待リスクの数「 3 ｣と「 2 」の合算と，「 1 ｣と「 0 」の合算とのオッズ比（95％信頼区間）である。

― 13 ―

以上：ｐ＝0.41，正答率＝77.30％，R2＝0.44。 4 歳未満：ｐ＝0.34，正答率＝77.80％，R2＝0.42）。
表 3 から，「 4 歳以上」では，「虐待の有無」と「利用児の障害の有無」および「親のメンタルヘ

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表 3 保育士がもつ対応上の困難感に与える要因
利用児の年齢区分なし

利用児の年齢区分あり
4 歳以上

4 歳未満
オッズ比
例数（％）回帰係数
オッズ比（95％信頼区間）例数（％）回帰係数 オッズ比
例数（％）回帰係数（95％信頼区間）（95％信頼区間）
従属変数
対応上の困難感
0 ＝無し
1 ＝有り

61（50.4）
60（49.6）32（48.5）34（51.5）29（53.7）25（46.3）

独立変数
虐待の有無
0 ＝無し（基準）72（59.5）
8.79 39（59.1）
13.28 33（61.1）
8.87
2.15＊＊
2.59＊＊
2.18＊＊
1 ＝有り
49（40.5）（3.14-24.63） 27（40.9）（2.56-69.00） 21（38.9）（2.14-36.69）
利用児の障害の有無
0 ＝無し（基準）57（47.1）
1.93 28（42.4）
5.03 28（51.9）
0.65
0.66
1.61＊-0.43
1 ＝有り
64（52.9）（0.69-5.42） 38（57.6）（1.01-24.91） 26（48.1）（0.15-2.79）
親のメンタルヘルス問題の有無
0 ＝無し（基準）45（37.2）
5.23 23（34.8）
9.16 22（40.7）
2.35
1.65＊＊
2.22＊＊
0.86
1 ＝有り
76（62.8）（1.93-14.38） 43（65.2）（2.24-37.57） 32（59.3）（0.51-10.80）
同居家族
0 ＝両親同居（基準）80（66.1）
0.74 41（62.1）
0.52 38（70.4）
1.2
-0.30
-0.66
0.18
1 ＝母子家庭41（33.9）（0.28-1.98） 25（37.9）（0.13-2.13） 16（29.6）（0.28-5.08）
定数-2.17＊＊
0.11-3.04＊＊
0.05
-1.34
0.25
Hosmer＆Lemeshow検定
正答率（％）
NagelkerkeR2
注ｐ＝0.8677.70
0.40

ｐ＝0.4177.30
0.44

ｐ＝0.3477.80
0.421） ロジスティック回帰分析（ペアワイズによる欠損値の除去）
2） ＊＊ｐ＜0.01，＊ｐ＜0.05

ルス問題の有無」について統計学的な有意差が明らかになった。対して，高年齢の利用児の場認められた。このことから，利用児が 4 歳以上合，被虐待児かどうかが保育士の認識に影響をの場合，保育士は被虐待児の場合はそうではな与えていた。

い利用児に比べて13.28倍（CL：2.56-69.00）

Ⅳ 考

高い対応上の困難感を有していた。同様に，利用児に何かしらの障害がある場合は，ない利用察児に比べて5.03倍（CL：1.01-24.91），さらに子ども虐待はいくつかのリスク要因の複合にその親がメンタルヘルス問題を有している場合より発生すると指摘されている10）。本調査結果

は，有していない利用児の親に比べて9.16倍から，複数の虐待リスクを有するか，または被（CL：2.24-37.57），高い対応上の困難感を有

虐待が感知された状況が保育士の対応上の主観していた。利用児が 4 歳未満の場合，「虐待の的困難感に影響を与えていることが示唆された。

有無」について統計学的な有意差が認められた。 特に低年齢児の場合には複数のリスクが，高年
保育士は被虐待児の場合は，そうではない利用齢児では虐待の有無のみが大きく影響していた。

児と比べて8.87倍（CL：2.14-36.69）高い対主観的な困難感を通じて，保育士は虐待および応上の困難感を有していた。

その好発状況についていち早く感知するモニタ

要約すれば，利用児の年齢の違いは，以下のリング機能を発揮し得ると推察される。その一とおり，保育士が有する対応上の困難感に影響方で，保育所と児童相談所との連携が約 8 割でを与えることが明らかになった。低年齢の場合， できていなかったことは，虐待リスクを感知し被虐待児かどうか，親にメンタルヘルス問題がながらも保護者との関係維持を考慮して問題とあるかどうか，その利用児に何かしらの障害がして取りあげづらく，外部機関にも気軽に相談あるかどうかの順に，影響を与えていたことがしにくい状況に保育士が置かれている可能性を― 14 ―

第66巻第 6 号「厚生の指標」2019年 6 月

示唆している。虐待を感知しつつ，有効な対策

文

献も連携も取れないとなれば，これが保育士の困

1 ）井上信次，松宮透髙．メンタルヘルス問題のある難感を増幅させている可能性も想定できる。た親による児童虐待へのファミリーソーシャルワー

だし，以上の考察は，本研究のデータの制約上，カーの認識：資格・経験年数がその問題認識や支関連性を検討したのみであり，因果関係につい援姿勢に及ぼす影響に焦点を当てて．厚生の指標ての指摘は可能性にとどまらざるをえない。

2010；20（ 1 ）：107︲16．

本調査データは，第 1 に，各園の保育士の主2 ）井上信次，松宮透髙．児童福祉施設入所児童への観的な判断であり，また何らかの対応上の困難家庭復帰支援と親のメンタルヘルス問題．厚生のが予測される，それぞれの利用児に関するものに限定される。第 2 に，各々の利用児について指標

2014；61（15）：22︲7．

3 ）松宮透髙．児童虐待と親のメンタルヘルス問題のの状況は同じ保育士による主観的判断であり，接点偏りがある可能性が高い。そのため，本研究で広島大学保健福祉学部誌

先行研究にみるその実態．人間と科学県立
2012；12（ 1 ）：103︲15．

述べた割合などの数値は，Ａ県の利用児の状況4 ）松宮透髙，八重樫牧子．メンタルヘルス問題のあを代表するものではないことに留意する必要がる親による虐待事例に対する相談援助職の認識：ある。

児童福祉と精神保健福祉における差異を焦点とし本研究は，保育士がすでに何らかのリスク要て．社会福祉学

2013；53（ 4 ）：123︲36．

因を感知した子どもに限定したものであり，保5 ）八重樫牧子，西村いづみ，田中聡子，他．Ａ県の育所利用児童の全体傾向を示すものではない。

認可保育所における虐待発生リスクのある世帯の地域性や歴史によってその様相は多様とは考え

実態とその支援課題－保護者にメンタルヘルス問られるが，保育所は子どもを通して世帯の生活題がみられる世帯への対応を焦点に－．日本社会問題を社会に伝える重要な窓口である。保育士

福祉学会中国・四国地域ブロック第47回愛媛大会

による主観的な困難の感知には，問題の発見に要旨集

2015；18︲9．

つながるという機能がある。これを早期介入や6 ）笠原正洋，加藤和生．保育所保育士による虐待の予防に活かすための保育士を対象にした定期的発見と通告に関する実態調査．中村学園大学・中な調査，組織的取り組み，および機関連携が必村学園大学短期大学部研究紀要要である。特に虐待予防の観点から，入所利用

9．

2011；（43）：13︲

児の対応に困難を有している保育士を対象とし₇ ）堀真衣子，西館有沙．児童虐待に関する保育所保た，簡易的なスクリーニング方法の開発も必要

育士および幼稚園教諭の認識．とやま発達福祉学であると考える。

年報

2014；（ 5 ）：25︲30．

8 ）永田恵美子，佐々木光郎．保育士の「子ども虐待」

謝辞に対する意識および実態に関する調査研究

本調査研究は，JSPS科研費JP25380754（平虐待につながる保護者の特徴やその対応等についての成25-27年度，研究代表：松宮透髙）により実質的研究．地域福祉サイエンス2014；（ 1 ）：53︲72．

施した。本調査の実施に際し，ご協力頂いたＡ

9 ）中津郁子．児童虐待予防に関する保育士への意識

県所在の保育所の皆様に厚くお礼申し上げます。

調査．鳴門教育大学研究紀要

2015；30：33︲40．

とりわけ本稿で取り上げた調査Ｂでは，煩雑な10）厚生労働省．子ども虐待対応の手引き（平成25年

質問項目への丁寧なご回答に重ねてお礼申し上

8 月23日雇児総発0823第 1 号厚生労働省雇用均等・げます。今後も，保育現場の負担軽減や機関連

児童家庭局総務課長通知）

携などの改善に資する研究を進展させたいと存じます。

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