更生保護学研究 第13号 2018年

論

文

保護観察対象者の再犯に関連する要因

法務省保護局観察課

処遇企画官

勝田

聡

(要約)
本研究の目的は，日本の仮釈放者及び保護観察付全部猶予者の再犯予測因子を明らかにすることである。仮釈放者及び保護観察付全部猶予者各500人の保護観察開始時のデータを収集し，仮釈放者と保護観察付全部猶予者のそれぞれについて，刑事処分歴の有無を因子として，Kaplan-Meier 法により，再犯率の比較を行った結果，刑事処分歴がある群のほうがない
群よりも有意に再犯率が高かった。多変量のCox比例ハザード分析を行った結果，仮釈放者は，
交通事件以外であること，受刑回数が多いこと，飲酒の問題があること及び就労に問題があることが，保護観察付全部猶予者は，学歴が中学卒業以下であること，保護処分歴があること，
罰金以上の刑事処分歴があること，覚せい剤事犯であること及びギャンブルの問題があることが，それぞれ，再犯の予測因子であることが見出された。これらの結果を踏まえて，有意だった変数の該当数等によるスケールを作成した。
キーワード：日本，保護観察付執行猶予者，仮釈放者，再犯

１ 問題と目的モデルに準拠した犯罪者処遇は再犯防止効

犯罪者や非行少年の再犯や再非行を防ぎ，果が高いことを検証してきた（Andrews &改善更生を促進するためには，再犯リスク

Dowden, 2006; Hanson, Bourgon, Helmus,の高さに応じた密度により，再犯を誘発す& Hodgson, 2009; Prendergast, Pearson,

る要因に焦点を当てて，その対象者に適合

Podus, Hamilton, & Greenwell, 2013）。 日する方法により処遇を行うことが有益であ本における犯罪者や非行少年の社会内処遇るという考え方が提唱されている（Andrews

である更生保護制度においても，保護観察& Bonta, 2010）。この考え方は，
リスク・ニー

における指導監督について，保護観察対象

ド・リスポンシビティ・モデル（RNRモデ者の個々の状況を考慮し，犯罪や非行に結ル）と呼ばれ，多くの国の犯罪者処遇の実践

び付くおそれのある可能性と，保護観察対に活用されている。多くの研究者は，RNR

象者の改善更生に係る状態の変化を的確に

1

1

保護観察とは，犯罪者や非行少年の再犯や再非行を防ぎ，改善更生を促進することを目的とする社会内処遇である。
保護観察官や保護司の面接を受けること，犯罪や非行に結び付く行動をしないことなどの特定の遵守事項や生活行動指針を定め，それを守るように指導監督や補導援護を行う。
保護観察対象者の再犯に関連する要因

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JAPANESE JOURNAL OF OFFENDERS REHABILITATION No.13 2018

把握し，必要かつ相当な限度で行っているなわち，（a）逮捕歴，（b）遵守事項違反，（c）（ 犯罪をした者及び非行のある少年に対する多種類の犯罪歴，（d）施設内処遇での不適

社会内における処遇に関する規則第41条第応，（e）暴力犯歴，（f）処遇開始時の年齢，
（g）

１項 ）
。すなわち，更生保護法や同法に基づ

学歴，（h）就労，（i）アルコール摂取に関連す

く制度は，すでに，再犯リスクの把握，再る問題，（j）薬物の乱用，（k）家庭や結婚，（l）

犯誘発要因に焦点を当てること，及び，対社会適応的な支え手，及び（m）指導者への象者に適合する方法をとること，すなわち態度や自分が変化することの動機付けであRNRモデルを包含しているといえる（ 勝田,

る。

2016）
。

これら先行研究の測定項目は，対象者再犯リスクに応じた密度の処遇を行うの置かれた環境，行動及び心理状態に関ためには，そのリスクを評価する必要がする変化しうる動的なリスク要因と，対象ある。欧 米諸国においては，複 数の要因

者の経歴等の変化しない静的なリスク要因を含んだ再犯リスクの測定ツールが開発を含んでいる。これらの要因のうち，最もされてきた。例えば，Andrews, Bonta, &再犯を予測している要因は，犯罪や非行のWormith（2004）は，（a）犯罪歴，（b）修学経歴であることが明らかにされている（e.g.,／就労，（c）家族／婚姻，（d）余暇，（e）仲Bonta, Law, & Hanson, 1998; Cottle, Lee, &間，（f）アルコール／薬物問題，（g）犯罪的Heilbrun, 2001; Hanson & Bussière, 1998 ）。

な態度，（h）反社会的行動パターン等を要因

我が国における研究状況を見ると，森・高とするアセスメント・ツールである Level

橋・大淵（2016）は，（a）非行歴，（b）家庭状of Service / Case Management Inventory

況・養育，（c）教育・雇用，（d）仲間関係，を 開 発 し た。California Department of（e）物質乱用，（f）余暇・娯楽，（g）人格・行

Corrections and Rehabilitation（2008） は，動及び（h）態度・志向を要因とする，少年（a）教育，就労及び生計に関する能力の制用サービス水準／ケースマネジメント目録

約，（b）反社会的な態度やビリーフ，（c）反（Hoge & Andrews, 2002）を和訳し，少年

社会的な交友及び社会適応的な仲間からの鑑別所に送致された少年に実施し，その再孤立，（d）気質の問題や衝動性の高さ，並犯予測力を検証している。さらに，性犯罪

びに，（e）家庭における不適切な養育を要因者に関して，リスク・アセスメントを実施し，とする Correctional Offender Management

その検証を行った研究もあり，受刑者を対Profiling for Alternative Sanctions を開発し象とするもの（ 山本・松嶋，2012a,b），保護た。Johnson, Lowenkamp, VanBenshoten,

観察対象者を対象とするもの（ 勝田・羽間，& Robinson（2011） は， 社 会 内 処 遇 に お

2013）
がある。

ける再犯リスクの測定ツールとして Post

法務省保護局は，1971年から，保護観察

Conviction Risk Assessment を開発したが，対象者の（a）年齢，（b）罪名・非行名，（c）

その測定項目を次の13項目としている。す保護観察期間，（d）家庭，（e）生育歴，（f）居4

更生保護学研究 第13号 2018年

住状況，（g）生計，（h）暴力団関係，
（i）薬物

行経験，
（c）処分歴，（d）家庭環境，（e）就使用歴，（j）保護処分歴，（k）刑事処分歴及び

労・就学，（f）不良交友等であることを明ら（l）就労の要因を評価し，保護観察実施上かにした。ただし，この研究は保護観察開の難易度を判断する分類処遇制度を実施し始６月後という短期的な再犯の予測にとどた。さらに，同局は，2008年6月から段階別

まっている点に限界が認められる。法律上，処遇制度を導入し，罪名，保護処分歴，刑保護観察処分少年の保護観察期間は２年以事処分歴，特別遵守事項や生活行動指針の上であり（ 更生保護法第66条 ），保護観察付設定数に基づいて，保護観察対象者との接執行猶予者が１年以上５年以下であること

触頻度や方法を判断することとした。これを踏まえると（刑法第25条第１項，第27条のに伴い，分類処遇制度は廃止された。しか

２第１項 ），より長期的な再犯を予測する変し，特別遵守事項は，再犯を誘発する要因数を明らかにすることが求められる。

のみについて設定されるものではなく，就

日本の保護観察対象者には，保護観察処

労や通学の継続等改善更生のために有益な分少年，少年院仮退院者，仮釈放者及び保活動（ 更生保護法第51条第２項第２号 ），生

護観察付執行猶予者が含まれている 。家活状況に関する事前申告（ 同項第３号 ），一庭裁判所における一般保護事件の終局人

定のプログラムの受講（ 同項第４号 ），社会員について，保護観察決定を受けた少年貢献活動（ 同項第６号 ），更生保護施設の規の43.2%，少年院送致決定を受けた少年の律の遵守，交通に関する学習の実施等，指99.3%は観護措置により少年鑑別所に収容

導監督を行うために必要な事項（ 同項第７

され て い る（ 最 高 裁 判 所，2017）。法務省号）を含んでいる。さらに，生活行動指針に（2013）は，少年鑑別所におけるアセスメン

も，再犯とは直接関係はないが，改善更生

トのため，（a）生育環境，（b）学校適応，（c）を促進するために有益な事項（社会参加活動

問題行動歴，（d）非行・保護歴，（e）本件態への参加等 ）を含んでいる（cf 勝田，2016）。

様，（f）保護者との関係性，（g）社会適応力，

再犯や再非行リスクの高低をより的確に判（h）自己統制力及び（i）逸脱親和性を要因別するためには，保護観察対象者の再犯やとする法務省式ケースアセスメントツール

再非行と関連する要因を明らかにした上で，（MJCA）を開発した。しかしながら，日本

一定の指標を開発することが求められる。

の保護観察対象者のうち，少年鑑別所のア

西川・大塲・寺戸（2006）は，保護観察開セスメントの対象とならない仮釈放者及び始６月後の予後不良を予測する変数につい

保護観察付全部猶予者については，再犯をて，（a）年齢／保護観察期間，（b）犯罪・非予測する因子が明らかにされていない。

2

2

保護観察処分少年とは，家庭裁判所において保護観察処分決定を受けた者であり，少年院仮退院者とは，家庭裁判所
において少年院送致決定を受け，少年院に収容されたが，地方更生保護委員会の決定により仮退院を許された者である。
仮釈放者とは，刑事施設等から刑期満了前に仮釈放を許された者であり，保護観察付全部猶予者とは，裁判所において刑の全部の執行を猶予され，その際に保護観察に付する旨の言い渡しを受けた者である。
保護観察対象者の再犯に関連する要因

5

JAPANESE JOURNAL OF OFFENDERS REHABILITATION No.13 2018

一方，仮釈放者と保護観察付全部猶予

California Department of Corrections and者について対比すると，仮釈放者の約98％

Rehabilitation（2008），Johnson et al.（2011）の保護観察期間は１年以下であるのに対し及び西川・大塲・寺戸（2006）を踏まえ，保て，保護観察付執行猶予者の保護観察期間

護観察開始時の（a）年齢，（b）性別，（c）本は法律上１年以上５年以下である（ 法務省，

件の罪種，（d）保護観察期間，（e）保護処分2017）。仮釈放者は矯正施設内の処遇を受け

歴，（f）刑事処分歴，（g）不良集団関係，（h）

た後に保護観察を実施するが，保護観察付

物質使用関係，（i）生計状況，（j）就労状況，

全部猶予者は当初から社会内において処遇（k）居住状況，（l）教育程度，及び（m）余暇を行うこととなる。保護観察付全部猶予者

における行動とした。

よりも仮釈放者のほうが，刑事責任が重い

このうち，本件の罪種は，財産犯，暴力ことが一般的である。このように，仮釈放

犯，性犯罪及び交通事件とした。財産犯と者と保護観察付執行猶予者は，保護観察期

は，非行名又は罪名に建造物侵入，住居侵

間，矯正施設における処遇の有無，犯罪の入，窃盗，強盗又は恐喝が含まれ，下記暴内容等において異なる。

力犯及び性犯罪を除外した者である。暴力

そこで，本研究は，仮釈放者及び保護観

犯とは，非行名又は罪名に殺人，傷害，暴察付全部猶予者のそれぞれについて，長期行，器物損壊等が含まれ，性犯罪を除外し的な再犯予測因子を明らかにすることを目た者である。性犯罪は，
強制性交等罪のほか，的とした。加えて，これら予測因子に基づ性的な目的で行われた犯罪を含む。

くスケールの作成を試みた。なお，本研究

保護処分歴とは，家庭裁判所において，における意見にわたる部分については，筆不開始，不処分，児童自立支援施設・児童者個人のものであり，法務省の見解ではな

養護施設送致，保護観察又は少年院送致のい。

保護処分を受けたことの有無とした。刑事処分歴は，罰金，懲役若しくは禁錮の執行

２ 方法
本 研 究 の 対 象 は，2011年に保護観察を猶予又は実刑判決を受けたことの有無及び受刑の回数とした。

新たに開始した仮釈放者及び保護観察付

不良集団関係は，暴力団，暴走族その他全部猶予者とした。再犯予測因子の候補の反社会的集団との関係の有無とした。物

となる変数は，法務省保護局が管理する

質使用関係は，類型別処遇 における問題飲事件管理システムから収集した。具体的

酒対象者類型及び覚せい剤事犯対象者類型に は， 先 述 し たAndrews et al.（2004）,の該当の有無とした。生計状況は，所持金

3

6

3

類型別処遇制度は，保護観察対象者を類型化して把握し，各類型ごとにその特性に焦点を当てた効率的・実効的な処遇を行うことを目的として，1990年から実施されている。現在の類型は，シンナー等乱用対象者，覚せい剤事犯対象者，
問題飲酒対象者，暴力団関係対象者，暴走族対象者，性犯罪等対象者，精神障害等対象者，中学生対象者，校内暴力対象者，高齢対象者，無職等対象者及びギャンブル等依存刑対象者である。各類型について処遇指針が定められている。

更生保護学研究 第13号 2018年がなく生活苦であるなど貧困であるか否かによる事件事務終結日とした。

とした。就労状況は無職等対象者類型の該分析の方法は，まず，再犯率や各変数に当の有無とし，居住状況は親族等との同居

ついて，仮釈放者と保護観察付全部猶予者の有無とした。教育程度は中学卒業以下かとの相違の有無を検証した。具体的には，否かを変数とし，余暇における行動はギャ

年齢，保護観察期間及び受刑回数はWelch

ンブル等依存対象者類型の該当の有無としの方法による一元配置の分散分析を行い，た。

他の変数はクロス集計表を作成し，Fisher

以上の18変数について多変量解析を行うの正確検定を行った。

ためには，500人のサンプルサイズがあれば反社会的行動の前歴は，最も再犯を予測十分であると判断し（cf. Motulsky, 2010 津

する変数であるとされており（Andrews &崎訳 2011），本研究の対象とした2011年にBonta, 2010），我が国においても，刑事処保護観察を開始した仮釈放者（n = 14,620）

分歴のある者は再犯が高いと指摘されてい及び保護観察付全部猶予者（n = 3,398）かる（ 法務省，2017）。そこで，仮釈放者と保ら，Microsoft Excel のRand 関数を使用し護観察付執行猶予者について，それぞれ，て，仮釈放者と保護観察付全部猶予者500人

刑事処分歴の有無を因子として，Kaplan-

ずつ合計1,000人を無作為抽出し，上記の18

Meier 法により生存分析を行い，Log-Rank

変数の情報を収集した。分析に当たっては，検定により再犯率の比較を行った 。

5

保護観察開始後５年以内に死亡したことを再犯を予測する因子を明らかにするため，把握できた者を除外した。死亡者は仮釈放

単変量のCox回帰分析を行って変数を絞り者１人，保護観察付全部猶予者24人だった。

込み，比例ハザード性の仮定を満たさない

分析の対象者の再犯は，保護観察開始後ものなどを除外した上で，多変量のCox比

５年以内の再係属及び仮釈放取消し等の不例ハザード分析（ 変数増加法・尤度比 ）を良措置の有無とし，上記の事件管理システ行った 。モデルの予測力を確認するため

ムのデータを検索することにより調査した。

ROC分析を行いAUCを算出した。最後に，この再係属とは，対象者が保護観察開始後有意な関係が認められた変数から指標を作

46

受刑に伴う生活環境の調整 が開始されたこ成した上で，得点ごとの再犯率を比較すると又は保護観察付執行猶予者となったことため，得点と再犯の有無とのクロス集計表を意味する。再犯の日は，再係属の原因とを作成し，カイ二乗検定を行った上で残差なった犯罪行為の判決言渡日及び不良措置分析を行った。有意水準は５%とした。

456

生活環境の調整とは，刑や保護処分の執行のために刑事施設や少年院に収容されている者について，保護観察所において，帰住先の調査や調整を行うものである。
生存分析とは、従属変数（ 本研究では再犯の有無 ）に対して，時間的要素を考慮した影響を解析するものである。
Kaplan-Meier法とは，対象が時間の経過で事象が生じる（ 再犯をしていく ）過程に対して一つの変数が影響するかどうかを検討するものである。
Cox比例ハザード分析とは、二つ以上の変数が事象（再犯）に影響するかどうかを検討するものである。

保護観察対象者の再犯に関連する要因

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３ 結果が有意に多かった。また，仮釈放者のほうが，

１） 仮釈放者と保護観察付全部猶予者の比較

有意に，暴力犯が少なく，保護観察期間が仮釈放者と保護観察付全部猶予者の再犯

短く，受刑回数が多かった。さらに，仮釈の有無や各変数を比較した結果をTable 1

放者のほうが，刑事処分歴がある者，不良に示す。仮釈放者のほうが保護観察付全部

集団関係がある者，覚せい剤事犯及び無職猶予者よりも，年齢が有意に高く，男性が者がそれぞれ有意に多かった。

有意に多く，学歴が中学卒業以下である者
Table 1

仮釈放者と保護観察付全部猶予者の比較
仮釈放者（n = 499）

再犯

保護観察付全部猶予者（n = 476）

p

36.9

33.8

.348

43.4（SD = 13.2）

37.0（SD = 14.4）

<.001

性別 男性

90.4

84.5

.007

学歴 中学卒業以下

37.6

31.1

.036

財産犯

37.3

39.7

.469

暴力犯

3.4

12.8

< .001

性犯罪

6.4

8.6

.224

交通事件

5.4

6.1

.681

128.3（SD = 79.7）

1366.9（SD = 316.0）<.001

平均年齢（SD）

罪種

保護観察期間（日数）
保護処分歴がある

29.8

31.2

.672

刑事処分歴がある

82.2

58.2

< .001

2.1（SD = 2.0）

0.1（SD = 0.6）

< .001

11.6

6.8

.014
.249

受刑回数
不良集団関係がある物質使用

注

問題飲酒がある

13.8

11.3

覚せい剤事犯

28.5

19.5

.001

生計 貧困

42.7

43.5

.845

就労状況 無職

33.5

24.6

.002

居住状況 親族等と同居せず

33.3

27.5

.059

余暇 ギャンブル依存

9.2

6.5

.124

年齢，保護観察期間及び受刑回数以外は該当者の比率である。

２） 仮釈放者の分析

処分歴がない者の再犯率は 7.9%，平均生

仮釈放者499人の保護観察開始後5年以内

存期間は 1,702日（SD = 35.0）だった。Log-

再犯期間について刑事処分歴の有無を因子

Rank 検定の結果，刑事処分歴がある群のとしてKaplan-Meier 法による生存分析を

ほうが，そうでない群よりも有意に再犯期行った。分析の結果，184人（36.9%）が再犯

2間が短かった（χ（1）= 33.78, p <. 001）。

に至っていた。生存期間の平均値は1,398日

仮釈放者について，単変量の生存分析を（13日から1,781日まで ）だった。刑事処分歴行った結果，再犯があることと有意の関係がある仮釈放者の再犯率は 43.2%，平均生が認められた変数は，学歴が中学卒業以下存期間は 1,333日（SD = 30.3）であり，刑事であること（p = .022），
財産犯であること（p8

更生保護学研究 第13号 2018年

Figure 1.

犯は比例ハザード性の仮定を満たさなかっ仮釈放者の再犯状況たため，これらも除外した。罪名（交通事件），
学歴（ 中学卒業以下 ），保護観察期間，受刑回数，問題飲酒，無職及び居住状況を変数とした比例ハザード分析の結果，交通事件
ではないこと，受刑回数が多いこと，問題
飲酒が認められること及び無職の問題があることが再犯を予測する因子だった（Table
2
2）。 モ デ ル 適 合 性 に つ い て は，χ（4）=56.77, p < .001だった。AUCは.77（95%CI :.73 - .82）であり，中程度の予測力を示した。
= .002），性犯罪でないこと（p = .006），交３） 保護観察付全部猶予者の分析

通事件でないこと（p = .032），保護観察期

保護観察付全部猶予者476人の保護観察

間が短いこと（p < .001），保護処分歴がある

開始後５年以内再犯期間について刑事処分こと（p < .001），刑事処分歴があること（p歴の有無を因子としてKaplan-Meier 法によ< .001），受刑回数が多いこと（p < .001），

る生存分析を行った。分析の結果，161人

問題飲酒があること（p = .014），覚せい剤（33.8%）が再犯に至っていた。生存期間の事犯であること（p = .002），無職の問題が平均値は1,403日（51日から1,781日まで ）だっあること（p < .001）及び親族等と同居してた。刑事処分歴がある保護観察付全部猶予いないこと（p = .036）だった。

者の再犯率は 39.0%，平均生存期間は 1.336

多変量の比例ハザード分析を行うに当日（SD = 37.9）であり，刑事処分歴がない

たって，刑事処分歴の有無は，受刑回数と者の再犯率は 26.6%，平均生存期間は 1,498

強い相関が認められたため，除外した。財日（SD = 38.3）だった。Rog-Lank 検定の産犯，性犯罪，保護処分歴及び覚せい剤事

結果，刑事処分歴がある群のほうが，そうTable 2

仮釈放者の再犯リスク予測因子
単変量解析
ハザード比（95%CI）

多変量解析
p

罪種 交通事件

2.96 （1.10 – 7.97 ）.032

学歴 中学卒業以下

1.41 （1.05 – 1.88 ）.022

ハザード比（95%CI）p3.29 （1.19 – 9.08）.021

保護観察期間

0.996（0.994 – 0.998）< .001

受刑回数

1.16 （1.10 – 1.23 ）< .001

1.17 （1.10 – 1.24）< .001

物質使用 問題飲酒

1.61 （1.10 – 2.34 ）.014

1.95 （1.33 – 2.87）< .001

就労状況 無職

1.75 （1.30 – 2.34 ）< .001

1.69 （1.26 – 2.27）< .001

居住状況 親族等同居

1.38 （1.02 – 1.85 ）.036

保護観察対象者の再犯に関連する要因

9

JAPANESE JOURNAL OF OFFENDERS REHABILITATION No.13 2018

Figure 2.

保護観察付全部猶予者の再犯状況

多変量の比例ハザード分析を行うに当たり，これらの変数のうち交通事件及び親族等との同居は比例ハザード性の仮定を満たさなかったため，除外した。性犯罪，中学卒 業 以 下，保 護 処 分 歴，刑事 処 分 歴，覚せい剤事犯，貧困及びギャンブル依存を変数とした比例ハザード分析の結果，学歴が中学卒業以下であること，保護処分 歴があること，刑事処分歴があること，覚せい剤事犯であること及びギャンブル等への依存があることが再犯を予測する因子だった
2（Table 3）。モデル適合性については，χ（5）でない群よりも有意に再犯期間が短かった= 37.87, p < .001だった。AUCは.77（95%CI: .72 - .82）であり，中程度の予測力を示した。

2（χ（1）= 8.26, p = .004）。
保護観察付全部猶予者について，単変量の生存分析を行った結果，再犯があること

４） スケールの作成と有意の関係が認められた変数は，性犯罪以上の比例ハザード分析の結果，有意だっではないこと（p = .017），交通事件ではない

た変数の該当数によるスケールを作成した。

こと（p = .010），学歴が中学卒業以下である

仮釈放者については，入所回数について初こと（p < .001），保護処分歴があること（p度 を0点，2-3回を1点，4回 以 上を2点とし，= .003），刑事処分歴があること（p = .004），

罪種（ 交通事件以外 ），問題飲酒及び無職の覚せい剤事犯であること（p < .001），貧困で該当をそれぞれ1点とする0点から5点までのあること（p = .010），親族等と同居していなスケールを作成した。再犯の有無と得点を

いこと（p = .002）及びギャンブル依存である

クロス集計した結果，得点0点の者が９人，こと（p = .011）だった。

得点5点の者が４人であったため，得点0-1

Table 3

保護観察付全部猶予者の再犯リスク予測因子
単変量解析
ハザード比（95%CI）

多変量解析
p

ハザード比（95%CI）p

罪種 性犯罪ではない

2.51（1.18 – 5.35）.017

学歴 中学卒業以下

1.72（1.25 – 2.37）< .0011.54（1.11 – 2.13）

.010

保護処分歴

1.64（1.19 – 2.26）.003

1.44（1.03 – 2.01）

.031

刑事処分歴

1.61（1.16 – 2.24）.004

1.57（1.12 – 2.20）.010

物質使用 覚せい剤事犯

1.81（1.28 – 2.56）< .0011.60（1.10 – 2.33）

.014

生計 貧困

1.50（1.10 – 2.05）.010

余暇 ギャンブル

1.96（1.17 – 3.28）.011

1.99（1.17 – 3.39）

.011

10

更生保護学研究 第13号 2018年

Table 4

仮釈放者のスケール得点と再犯率
再犯なし

0-1 点群（n = 185）
2 点群（n = 184）
3 点群（n = 99）
4-5 点群（n = 31）

再犯率

残差

154
7.1

31
-7.1

16.8

残差

104
-2.3

80
2.3

43.5

残差

47
-3.6

52
3.6

52.5

残差

10
-3.7

21
3.7

67.7

315

184

36.9

全体（n = 499）

Table 5

再犯あり

保護観察付全部猶予者のスケール得点と再犯率
再犯なし

0 点群（n = 99）
1 点群（n = 146）
2 点群（n = 129）
3-5 点群（n = 80）

再犯あり

再犯率

残差

82
3.9

17
-3.9

17.2

残差

102
1.1

44
-1.1

30.1

残差

82
-0.8

47
-0.8

36.4

残差

35
-4.7

45
4.7

56.3

301

153

33.7

全体（n = 454）

点，2点，3点及び4-5点の４群に分けて，再率が有意に高かった（Table 5）。

度クロス集計を行い，カイ二乗検定を行っ2た結果，χ（3）= 58.72, p <.001 であり，残４ 考察

差分析の結果，0-1点群の再犯率が有意に低

本研究の目的は，仮釈放者及び保護観察

く，2点群，3点群及び4-5点群の再犯率が有付全部猶予者の再犯を予測する因子を明ら意に高かった（Table 4）。

かにすることだった。まず，仮釈放者と保保護観察付全部猶予者については，学歴

護観察付全部猶予者の種類による再犯率や（中学卒業以下），保護処分歴，刑事処分歴，変数の相違を明らかにした。次に，比例ハ

覚せい剤及びギャンブルの該当の有無の数

ザード分析の結果，仮釈放者は罪種（交通事による0点から5点までのスケールを作成し件以外），入所回数が多いこと，物質使用（問た。再犯の有無と得点をクロス集計した結

題飲酒）
及び就労
（無職）
が，保護観察付全部果，得点4点の者が11人であり，得点5点の猶予者は学歴（ 中学卒業以下 ），保護処分歴者がいなかったため，得点0点，1点，2点，があること，刑事処分歴があること，物質3-5点の４群に分けて，再度クロス集計を行使用（覚せい剤事犯）及び余暇（ギャンブル）2い，カイ二乗検定を行った結果，χ（3）=の問題が，それぞれ，再犯予測因子である

31.57, p <.001 だった。残差分析の結果，0ことが見出された。仮釈放者と保護観察付

点群の再犯率が有意に低く，3-5点群の再犯

全部猶予者は，異なる要因に焦点を当てたア
保護観察対象者の再犯に関連する要因

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JAPANESE JOURNAL OF OFFENDERS REHABILITATION No.13 2018

セスメントをする必要があると考えられる。

することが有益である。加えて，このよう本研究においては，先行研究における再な群に属している対象者の保護観察を終了

犯予測要因を踏まえ18変数を再犯予測因子させるための良好措置についても，より慎の候補としたが，再犯と有意の関係が認め重に検討するよう留意する必要がある。

られたものは仮釈放者は４変数，保護観察

本研究の限界について付言する。まず，付全部猶予者は５変数に限られていた。本

本研究に含まれていない他の因子が存在し研究で有意ではなかった変数については，ている可能性が否定できない。特に，家族有意の関係が認められた変数の背景にある関係や心理状態に関する要因や，改善更生要因である可能性や，短期的な再犯を予測を促進する保護的要因を加えた分析が必要する変数である可能性があることから，さである。このような限界にかかわらず，本らなる分析が必要である。

研究は，日本の仮釈放者と保護観察付全部

本研究の結果を踏まえると，仮釈放者に猶予者の特徴の相違を統計的に検証し，さついては，交通事件ではない一般犯罪をしらに具体的な再犯リスク要因を明らかにした者で，多数回の受刑歴があり，飲酒の問たという意義が認められる。

題や就労の問題がある人について，特に再本研究は保護観察におけるリスク評価を犯のおそれがあることが明らかになった。

含むアセスメントの方法を構築するための保護観察付執行猶予者は，高校進学をして基盤となる知見を示したものと言える。今おらず，非行や犯罪を繰り返し，薬物の使後は，保護観察処遇においてどのような要用やギャンブルといった問題がある場合に因に焦点を当てることが有益であるか（ニーは，再犯に至る可能性が高いといえる。まド），さらに，保護観察対象者の特性に応じた，本研究において作成した，再犯予測因てどのようなアプローチをするかなどの留子の該当数によるスケール（Table 4及び5）

意事項（ リスポンシビティ）を探求するため

において，仮釈放者の2点以上の群及び保護の統合的なアセスメント法を開発すること

観察付執行猶予者の3点以上の群は，それぞが求められる

れ，有意に再犯率が高かった。先述のとお

さらなる課題としては，本研究により作り，RNRモデルにおいては，再犯リスクが成したスケールの妥当性を検証することで高い人にはより密度の高い処遇を行うことある。加えて，2016年６月から制度が開始が必要であるとされている。このモデルにされた保護観察付一部猶予者については，準拠するならば，本研究において再犯率が本研究で分析することができなかったため，高いと認められる群に属している対象者にそのデータを加えた分析をすることも課題

ついては，接触の頻度を増やし，あるいは，である。

保護観察官が面接することなどして，処遇の密度を高めることによって，生活や心理状態を把握するとともに，心理規則を強化

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［謝辞］
本論文の執筆に当たり，千葉大学教育学部羽間京子教授に懇切な御助言をいただきました。深謝申し上げます。

更生保護学研究 第13号 2018年

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保護観察対象者の再犯に関連する要因

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JAPANESE JOURNAL OF OFFENDERS REHABILITATION No.13 2018

英文タイトル

Factors Related to Recidivism Among Probationers andParolees in Japan
Satoshi Katsuta
The present study examines factors related to recidivism among offenders. The
participants were Japanese offenders with suspended sentences on probation（n = 500）and
those on parole（n = 500）. A Kaplan–Meier survival analysis revealed that the recidivism
rate among participants with previous convictions, compared with those without, wassignificantly higher. A stepwise multivariate Cox proportional hazard regression analysis
revealed that the risk factors for recidivism among parolees were a higher number ofprison sentences, non-traffic offences, alcohol abuse, and employment problems, while thoseamong probationers were having a juvenile record, previous convictions, no high school
education, former drug use, and gambling addiction. Scales including these factors werethen developed.
Keywords：Japan, Probationers, Parolees, Recidivism

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