Japanese Journal of Applied Psychology
2020, Vol. 45, No. 3, 198-206

原 著

介護以前の親子関係における精神的自立が介護にあたえる影響―母娘介護の受容に注目して―1）, 2）, 3）
馬 場 絢 子＊The Impact of Parent-child Psychological Independence
before Caregiving on Caregiving―Focusing on Acceptance of Mother-daughter Caregiving―
Ayako BABA＊
This study aimed to examine the influence of parent-child psychological independence on care burden
through acceptance of care. Five hundred thirty-four adult children, who were caring for, or had cared
for their parents at home, completed the scales. In analysis one, the acceptance of care scale data wasanalyzed using factor analysis and confirmed reliability and validity. In analysis two, data were analyzed
using a pass analysis with multiple group structural equation modeling to identify the relationship between parent-child psychological independence, the acceptance of care, and care burden, and the caredyad difference between the models. Analysis one showed three factors of the acceptance of care scale:ʻconfusion and resistance,ʼ ʻresignation and hope,ʼ ʻactive understanding. ʼ This scale had internal consistency and validity. Analysis two illustrated that ʻreliable relationship with a parentʼ affected ʻresignation and hopeʼ and ʻactive understanding,ʼ and that ʻconfusion and resistanceʼ and ʻactive understandingʼ affected care burden. It was also suggested that dementia affected ʻconfusion and resistanceʼ inmother-daughter caregiving. Implications for mental support for caregivers were discussed.
key words: acceptance of care, parent-child caregiving, mother-daughter caregiving,development of scale, parent-child psychology independence

問題と目的者であるという。別居子による介護も想定すれば，親子介護の割合はさらに高まると考えられる。

内閣府（2018）によると，介護者の 25.2% が同居配

介護においては介護する人とされる人との関係が偶者，21.8% が同居子，9.7% が同居している子の配偶様々な影響を及ぼすことが示されているが（馬場，1）2）

本研究は，JSPS 科研費 JP17J09291 の助成を受けて実施された。
本研究は，The Gerontological Society of America 2019 Annual Scientific Meeting で発表した内容の一部に加筆修正を行ったものであり，博士論文（東京大学教育学研究科臨床心理学コース）に含まれる。

3）

本論文の執筆にあたりご指導・ご助言くださった東京大学教育学研究科の高橋美保教授，調査実施にあたりご協力くださいました介護者・介護経験者の皆様に感謝の意を表します。

＊

東京大学
The University of Tokyo, 7-3-1 Hongo, Bunkyo-ku, Tokyo 113-0033, Japan馬場：介護以前の親子関係における精神的自立が介護にあたえる影響―母娘介護の受容に注目して―（ 199 ）

2019a），親子介護においては特に長期的な介護者―

人間関係」というのは疎遠か親密かを測定する一次要介護者関係，すなわち介護以前からの親子関係の元的な変数であり自立的な側面は含まれておらず，文脈が重要である。というのも，親子介護では，高齢介護以前からの親子関係を測定する指標としては不になった親が子どもに愛着行動を向けることにな十分である。

る。介護は養育と類似の機能を満たす営みであるとこのように，現状実親介護の受容の量的把握にはいう指摘をふまえれば（Allen ＆ Walker, 1992），こ

限界があり，介護以前からの親子関係における精神れは親子の力関係や責任関係における逆転・交替を的自立との関連は検討されていない。そこで本研究意味していると解釈できる（Colin, 1996）。介護者やは，まず分析 1 として実親介護の受容に関する尺度

要介護者の愛着スタイルと介護負担やストレスとのを作成し，分析 2 としてこの尺度を用いて介護以前

関連を明らかにした研究の蓄積から，不安定な愛着からの親子関係における精神的自立および介護負担

関係は介護者の負担感やストレスとして表れ，安定との関連を明らかにすることを目的とした。殊更母した愛着関係がこれを緩和している様子がうかがえ

娘介護においては介護以前からの近しい親子関係のる（e.g. Cicirelli, 1993；Crispi, Schiaffino, ＆ Berman,

影響が示されてきていることをふまえ，母娘介護と1997；Karantzas, Evans, ＆ Foddy, 2010；Magai ＆

その他の親子介護を比較し，母娘介護の特性についCohen, 1998；菅沼，2002）。しかし実際の親子関係とても示唆を得ることを目指した。分析 2 の仮説は以親子介護との関係はより複雑である。すなわち，ポジ

下の 2 つであった。

ティヴな関係性のもとに行われる介護が負担を伴わないわけでは決してなく，ポジティヴな関係においてこそ健康な親イメージの喪失に伴う葛藤が生じることもある（天谷・大塚・島田・星野・青木，2002）。

仮説 1 介護以前からの親子関係において精神的に自立しているほど，実親介護の受容度が高い
仮説 2 実親介護の受容度が高いほど，介護負担が低い

中でも母娘介護においては，密接な血縁関係ゆえに

方目の前の認知症状態の母親と長年の記憶の中の母親とのギャップが大きいことや（石本・筒井・伊賀原，

法

調査方法

2008；福岡・原，2004），特有の情緒的関係性により2019 年 1 月〜5 月に web 調査を実施した。対象者

母親の認知症発症を否認するといった現象も報告さ

条件は，「要支援もしくは要介護認定を受けた実親をれている（横瀬，2009）。こうした中で馬場（2019

主に在宅介護している，もしくはしていた経験のあb）は質的研究により，娘による老いゆく母親介護のる人」とした。調査はクラウドソーシングサービスを受容プロセスにパターンを見出し，これが介護以前通じて行い，得られた 885 件の回答から重複や不備からの母娘関係における精神的自立の影響を受けるのあった回答を除外した 534 件を分析対象とした。

ことを示した。高齢社会を支える介護者の思いに寄

なお本研究は所属機関倫理審査専門委員会の承認

り添った心理的支援を展開するためには，介護負担を得て実施した。協力者に対しては，
回答フォームののみならず介護の受容や意味づけといった複雑な体表紙に調査の倫理的配慮に関する説明を載せ，デー験理解が肝要である。

タは統計的に処理され，個人が特定される形で利用

しかし，介護以前からの親子関係における精神的されることはないこと，協力したくない場合はその自立が実親介護の受容におよぼす影響について量的意志が尊重されること，回答をもって協力に同意しに明らかにした研究はほぼ見当たらない。そもそも，たものとみなすこと等を説明した。

介護の受容に関する日本語の尺度としては，鈴木・質問紙の構成谷口・浅川（2004）による「介護の意味づけ」の下位

フェイスシート

項目は，年齢，性別，配偶者の有尺度として「受容型」が存在する。しかしこれは意味

無，子どもの有無，介護者の状況，介護相手，介護時づけの一類型であり，意味づけ自体が困難であるパ

期，介護年数（在宅・自宅外），居住形態，家族の関ターンも含めた検討には不向きである上に，妥当性

与，要介護者状況（年齢・要介護度・認知症の有無），も検証されていない。なお「介護の意味づけ」は「昔介護サービス利用状況，経済状況，であった。

の人間関係」との関連が示されているが，この「昔の親子関係における精神的自立尺度

介護以前から（ 200 ）応用心理学研究の親子関係への認識を測定するため，11 項目 5 件法Vol. 45, No. 3が想定された。

の「親子関係における精神的自立尺度」（水本，2018）

Zarit 介護負担尺度日本語版短縮版 （荒井・田を一部表現を変えて使用した。具体的には，介護を始宮・矢野，2003）介護負担の測定を目的に選定した

める前の関係について回答するように教示し，項目

8 項目 5 件法の尺度である。この尺度を採用したのの表現を全て過去形に修正した。この尺度を採用しは，介護負担感について少ない項目で測定することたのは，下位尺度として「親からの心理的分離」とができ，介護研究においてもっとも広く使われてい「親との信頼関係」との両側面を扱っているためでる介護負担尺度の 1 つであるためであった。

あった。

K6 日本語版 （Furukawa et al., 2008）精緻 な 分

実親介護受容尺度原案

介護の意味づけ・受容の析を行うために統制変数としてモデルに投入するこ状況を把握するため，「抵抗」「意味づけ」「受容」「切りとを意図し，選定した 6 項目 5 件法の尺度である。こ離し」を想定し（馬場，2019b），「介護の意味づけ」の尺度を採用したのは，少ない項目で精神的健康度（鈴木・谷口・浅川，2004），「家族介護者対処スタイを測定できるためであった。以下，K6 とする。

ル」
（翠川，1993），「痴呆性高齢者，介護そのものに対

分析方法

する態度」
（中原，2005）などを参考にしながら 39

分析 1

先に回答を得たサンプル 1（n=265）を用

項目を作成し，これを実親介護受容尺度原案とした。

いて探索的因子分析を行った。因子数は MAP 基準

次の質問について，「以下の項目が介護中のあなた自を参照して決定し，次のいずれかの基準に該当する

身にどのくらい当てはまるかについて，『全くあては項目を削除する手続きを繰り返した。
（a）最も高い因まらない』から『非常にあてはまる』までのうち，最子負荷が.40 未満の項目，（b）最も高い因子負荷と 2も適切なもの 1 つにチェックしてください」という番目に高い因子負荷の絶対値差が.20 以上の項目，

教示を行い，選択肢は「全くあてはまらない」「あまり（c）複数の項目に.40 以上の因子負荷をもつ項目。続

あてはまらない」「どちらともいえない」「ややあてはいて回答を得たサンプル 2（n=269）を用いて確認的まる」「非常にあてはまる」の 5 件法を採用した。

因子分析を行なった。なお，分布や統計量からサンプ

介護の意味づけ （鈴木他，2004）実親介護受容尺度の収束的妥当性を確認する目的で選定した，18

ル 1・2 には大きな差がないことを確認した。
以上の手続きで得られた尺度について，それぞれ

項目 4 件法の尺度である。「介護の意味づけ」は受容尺度全体および因子毎の ω 係数を算出して信頼性型・自己成長型・環境拘束型・囲い込み型・互恵型を確認した。さらに各因子について SEM を用いての 5 つの因子から構成される。このうち受容型と実妥当性尺度との相関係数 r を算出し，妥当性を検討

親介護受容の「受容」，互恵型と「意味づけ」との間した。

に正の相関が想定された。

最後に，作成した尺度およびその他の尺度につい

実親介護受容尺度の収束的妥当性を確て，因子内和得点を従属変数，介護組み合わせ（母認する目的で作成した。①「介護以前にはしなかった

娘・母息子・父娘・父息子）を独立変数とした分散ような（他人に対するような・子どもに対するよう分析を行なった。

行動指標な，など）言葉遣いで親と接する」，②「親の加齢に分析 2サンプル 1・2 を用いて，親子関係におけよる言動について，親を叱りつけたことがある」といる精神的自立尺度・実親介護受容尺度・Zarit 介護「全くない」「あまりない」「たまにう 2 項目について，負担尺度日本語版短縮版の各因子について最尤法にある」「よくある」の 4 件法で回答を得た。

よる確認的因子分析によりパラメータを求め，そのこのうち①と実親介護受容の「切り離し」，②と「抵抗」との間に正の相関が想定された。

推定値を用いて因子得点を算出した。多重共線性を確認した上で，親子関係における精神的自立尺度のバランス型社会的望ましさ反応尺度日本語版

各因子が実親介護受容尺度の各因子にそれぞれ影響（谷，2008）実親介護受容尺度の弁別的妥当性を確認を及ぼす仮説 1 および，実親介護受容尺度の各因子する目的で選定した， 24 項目 7 件法の尺度である。

が介護負担感にそれぞれ影響を及ぼす仮説 2 についバランス型社会的望ましさ（以下，BIDR-J）と実親て，パス解析により検討した。なおパス解析は，母娘介護受容の各因子との間には相関が見られないこと

介護グループとその他の親子介護グループの 2 群に

馬場：介護以前の親子関係における精神的自立が介護にあたえる影響―母娘介護の受容に注目して―Table 1
対象者（介護者）の属性
年齢
性別
配偶者の有無子どもの有無要支援・要介護認定を受けている障害者手帳を持っている
心身の不調を抱えており，定期的に通院している
育児をしている
仕事をしている複数の介護を経験
介護組み合わせ
要介護者の属性
年齢
要介護度

認知症

介護形態
介護時期
介護年数
居住形態
別居の場合の距離
家族の関与

介護サービスの利用状況
経済状況（5 件法）（ 201 ）

研究対象者の属性

平均 45.94 歳（SD＝9.47）
男性 153 名（28.65%），女性 381 名（71.35%）
有 341 名（63.86%），無 193 名（36.14%）
有 314 名（58.80%），（うち同居する子ども有 251 名），無 220 名（41.20%）
20 名（3.75%）
28 名（5.24%）
74 名（13.86%）
121 名（22.66%）
370 名（69.29%）（うち，正社員 155 名，契約/嘱託社員 51 名，パートタイマー
106 名，アルバイター 30 名，派遣社員 14 名）
282 名（52.81%）
母娘介護 241 名（45.13%），母息子介護 78 名（14.61%），父娘介護 140 名（26.22%），
父息子介護 75 名（14.04%）
平均 76.71 歳（SD＝7.42）
要支援 1 38 名（7.12%），要支援 2 63 名（11.80%），要介護 1 95 名（17.79%），
要介護 2 107 名（20.04%），要介護 3 106 名（19.85%），要介護 4 70 名（13.11%），
要介護 5 51 名（9.55%）
疑いなし 215 名（40.26%），診断はないが疑いあり 167 名（31.27%），アルツハ
イマー型 92 名（17.23%），血管性 25 名（4.68%），レビー小体型 10 名（1.87%），
前頭側頭型 8 名（1.50%）
現在 265（49.63%），かつて 260（48.69%）
平均 4.40 年（SD＝4.02）うち在宅介護年数平均 3.73 年（SD＝3.93）
同居 312 名（58.43%），別居 213 名（39.89%）（うち別の家族と同居 149 名）
近居（30 分以内で行き来可能）121 名，行き来に 30 分以上かかるが同じ都道府
県内 54 名，都道府県は異なるが同じ地方 27 名，遠居（異なる地方）25 名
自分だけが介護している 137 名（25.66%），主な介護者ではあるが協力的な家族がいる 202 名（37.83%），家族と平等に介護を分担している 84 名（15.73%），主に介護している家族に協力している 107 名（20.04%）
訪問型 242 名（45.32%），通所型 316 名（59.18%），施設滞在型 160 名（29.96%），
組み合わせ型 40 名（7.49%），福祉用具 242 名（45.32%）
平均 3.23（SD＝1.24）

よる多母集団同時分析（配置不変）として行った。さ

結らにグループ間でのパス係数差について検定統計量
z を確認し，グループ間でのモデル差を検討した。
以上の分析は R（3.4.1）を用いて行った。探索的因子分析には psych（1.8.12）（Revelle, 2018）を用い，因子抽出方法として最小残差法，回転法としてプロ

果

対象者の属性対象者 534 名の属性を Table 1 に示した。
分析 1

実親介護受容尺度の作成

探索的因子分析の結果，20 項目 3 因子構造が抽出

マックス回転を採用した。確認的因子分析・SEM

された（Table 2）。その項目内容から，第 1 因子をには lavaan（0.5.23.1097）（Yves, 2012）を用い，因子「混乱と抵抗」，第 2 因子を「諦めと願望」，第 3 因子

得点の算出には lavPredict 関数を使用した。多重共を「積極的意味づけ」と名付けた。このモデルの適合

線 性 の 確 認 に は car（2.1.5）（John, ＆ Sanford,

度は CFI=.800，AGFI=.959，RMSEA=.087，SRMR

2011）を使用した。

=.090 であり，許容可能な範囲であると判断した。
内的整合性を検討するために ω 係数を算出した
ところ，尺度全体では ω ＝.80，「混乱と抵抗」では

ω ＝.80，「諦めと願望」では ω ＝.82，「積極的意味づ

（ 202 ）応用心理学研究

Table 2Vol. 45, No. 3

実親介護受容尺度の因子分析結果（最小残差法・プロマックス回転）
因子

項目内容

1

第 1 因子 混乱と抵抗（Z ＝ .80）
以前の親とのギャップが辛い
以前できていたことができない親にいらだつ
親が壊れていくように感じる
自分に介護される親を親として尊重するのに困難を感じる
親が変わっていくのが認められない
親のこれまでにはなかったような言動にショックを受ける
親に対して怒ってばかりいる
第 2 因子 諦めと願望（Z ＝ .82）
介護は自分の務めだと思う
自分が親を介護するのは必然である
自分が親を介護するのは仕方ないことだと思う
親は老いても親だと思う
親には幸せに過ごして欲しいと思う
第 3 因子 積極的意味づけ（Z ＝ .80）
親のことを以前より理解できるようになる
介護をすることを通じて，親子の時間を過ごせている親の介護をできることは幸運だと思う
老いたことでより本来の親らしいところがでてきたと思う
これまで知らなかった親の一面を知ることができる
親は人が老い死んでいくことを身をもって教えてくれているのだと思う
子どもを守るような気持ちで介護をする
介護は，親に頼らず自立する機会だと思う
因子間相関
1
2
3

け」では ω ＝.80 であった。
収束的妥当性については，介護の意味づけもしく
は行動指標との相関係数により確認した。
「混乱と抵

分析 2

2

3

共通性

.76
.71
.68
.64
.63
.59
.53

.11
.03
− .03 − .19.10 − .01
− .16
.04
− .07
.09
.47
.07
− .07 − .05

.57
.55
.45
.46
.41
.37
.30

.03
− .03
.12
− .12
− .02

.89 − .13
.85 − .07
.67 − .09
.50
.10
.49
.19

.68
.68
.39
.34
.38

− .15 − .09
− .19
.15
− .15
.11
− .10 − .13
.20
.09
.13
.01
.08
.14
.12 − .11

.66
.61
.59
.58
.52
.47
.41
.41

1
―

3
.02
.50
―

2
− .13
―

.40
.52
.45
.28
.37
.25
.25
.16

介護以前の親子関係および介護負担との関連仮説 1

親子関係における精神的自立尺度の因子

抗」と行動指標 2 項目との相関係数はそれぞ れ r「親との信頼関係」「親からの心理的分離」がそれぞれ=.565，r=.348，「諦めと願望」と受容型の介護の意味

実親介護受容尺度の因子「混乱と抵抗」に対して負のづけとの相関係数は r=.823，「積極的意味づけ」と自影響を，「諦めと願望」「積極的意味づけ」に対して正己成長型・互恵型との相関係数はそれぞれ r=.566，の影響を持つモデルを仮定した。統制変数として家r=.752 であった。

族の関与・要介護度・認知症の診断もしくは疑いの弁別的妥当性については，BIDR-J との相関係数により確認した。
「混乱と抵抗」「諦めと願望」「積極的意

有無・介護時期（現在もしくは看取り済み）を投入した。

味づけ」それぞれ r=−.126，r=.047，r=.110 であった。

このモデルにおける VIF 統計量は全て 10 以下で介護組み合わせ別に各尺度の因子内和得点を算出

あり，最大値が 1.10 であったことから，多重共線性

し，分散分析（df=3，530）を行なったところ，いずの問題は生じていないと判断した。パス解析の結果

れの因子においても有意差は見られなかった（Ta-を Figure 1，2 に示した。親子関係における精神的ble 3）。

自立と統制変数を区別するため，前者を二重線の四角で，後者を単線の四角で囲んだ。グループ間の各パス係数に有意な差は見られなかった。

馬場：介護以前の親子関係における精神的自立が介護にあたえる影響―母娘介護の受容に注目して―Table 3

親子関係における精神的自立
親との信頼関係
親からの心理的分離
実親介護受容混乱と抵抗
諦めと願望
積極的意味づけ
介護負担
精神的健康

介護組み合わせによる各尺度得点の分散分析

全体（n＝534）母娘（n＝241）

母息子（n＝78）

父娘（n＝140）

父息子（n＝75）

M

SD

M

SD

M

SD

M

SD

M

SD

20.65
17.53

4.19
3.93

20.30
17.26

4.54
4.06

20.72
17.77

3.67
3.55

20.86
17.82

4.21
3.82

21.33
17.63

3.28
3.97

1.36
0.75

0.01
0.00

0.26
0.52

20.22
20.09
25.91
13.57
7.90

5.77
3.67
5.68
7.48
5.93

20.78
20.02
25.95
14.19
8.17

5.98
3.93
5.84
7.59
5.91

20.45
20.05
25.77
13.23
6.85

4.81
3.51
5.31
6.84
5.70

19.26
20.11
26.23
12.60
8.27

5.73
3.50
5.72
7.14
5.80

19.95
20.35
25.33
13.73
7.45

5.79
3.26
5.40
8.14
6.30

2.16
0.15
0.42
1.41
1.31

0.01
0.00
0.00
0.01
0.01

0.09
0.93
0.74
0.24
0.27

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F 値 K ^2 p 値

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.407

.443

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（ 203 ）

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.445

.456
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Figure 1

母娘介護グループにおける，介護以前からの親子関係と実親介護受容との関連モデル。
統制変数として，家族の関与・要介護度・認知症の診断もしくは疑いの有無（1：なし、0：あり）
・介護時期（1：現在，0：看取り済み）を投入。

仮説 2

実親介護受容尺度の因子「混乱と抵抗」が

✚ᴟⓗ
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Figure 2

母息子・父娘・父息子介護グループにおける，介護以前からの親子関係と実親介護受容との関連モデル。
統制変数として，家族の関与・要介護度・認知症の診断もしくは疑いの有無（1：なし、0：あり）
・介護時期（1：現在，0：看取り済み）を投入。

介護負担に正の影響を，「諦めと願望」「積極的意味づを区別するため，前者を二重線の四角で，後者を単線け」が負の影響を持つモデルを仮定した。統制変数との四角で囲んだ。グループ間では「混乱と抵抗」からして家族の関与・要介護度・認知症の診断もしくは介護負担へのパスに有意差が見られた（z=−2.411，

疑いの有無・介護時期（現在もしくは看取り済み）・

p=0.008）。

K6・介護サービス（訪問型・通所型・施設型・組み
合わせ型）利用の有無を投入した。
このモデルにおける VIF 統計量は全て 10 以下であり，最大値が 1.72 であったことから，多重共線性の問題は生じていないと判断した。パス解析の結果
を Figure 3，4 に示した。実親介護受容と統制変数

なお，仮説 1・2 ともに飽和モデルであったため，適合度は報告しなかった。Figure 1〜4 では，5％ 水
準で有意なパスがひかれた統制変数のみ図示した。
考察

本研究では，分析 1 として実親介護の受容パター

（ 204 ）応用心理学研究

Vol. 45, No. 3

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.073

せ௓ㆤᗘ

.328
⢭⚄ⓗ೺ᗣ
Figure 3

母娘介護グループにおける，実親介護受容と介護負担との関連モデル。
統制変数として，家族の関与・要介護度・認知症の診断もしくは疑いの有無（1：なし、0：あり）
・介護時期（1：現在，0：看取り済み）・介護サービス（訪問・通所・入居・組
み合わせ）の利用（ダミー変数）を投入。

.247
⢭⚄ⓗ೺ᗣ
Figure 4

母息子・父娘・父息子介護グループにおける，
実親介護受容と介護負担との関連モデル。
統制変数として，家族の関与・要介護度・認知症の診断もしくは疑いの有無（1：なし、0：あり）
・介護時期（1：現在，0：看取り済み）・介護サービス（訪問・通所・入居・組
み合わせ）の利用（ダミー変数）を投入。

ンを量的に把握可能な尺度を作成した。混乱と抵づけへ正の有意なパスがひかれた。よって，仮説 1

抗・諦めと願望・積極的意味づけの 3 因子についは部分的に支持された。このことから，親と信頼関係て，信頼性および妥当性を確認できた。

を結べていると感じている介護者は，介護を受容しこの尺度を用いた分析 2 では，介護以前の親子関やすいと考えられた。

係が部分的に実親介護受容と関連し，実親介護受容

心理的分離から介護受容の各因子へのパスがひかが部分的に介護負担と関連することが示唆された。

れなかった原因としては，心理的分離が自記式尺度

実親介護受容尺度の構成において反映されづらい概念であり，量的に把握し実親介護受容尺度は，原案作成時に想定していた

きれていない可能性も考えられた。

因子「抵抗」「切り離し」が混乱と抵抗に，「受容」が親子関係における精神的自立の各因子から介護受

諦めと願望に，意味づけが「積極的意味づけ」にまと

容における混乱と抵抗へのパスがひかれなかった原まった。混乱と抵抗・諦めと願望・積極的意味づけ

因としては，混乱と抵抗の多義性も考えられた。このともに ω 係数の値から信頼性は十分であると判断

因子は，親からの心理的分離が低いために生じる否した。

認，信頼関係を結んでこられなかった親を世話する

混乱と抵抗は「抵抗」および「切り離し」を想定し苛立ちなどの多様な受けとめがたさを複合しておた行動指標と一定の相関が得られた。諦めと願望・り，親子関係における精神的自立と線型的な関係性

意味づけは，それぞれ介護の意味づけの受容型およにない可能性が考えられた。

び自己成長型・互恵型と高い相関が得られた。また

母娘介護の特徴

統制変数に注目してみると，母いずれの因子も BIDR-J との相関は低かった。これ

娘介護グループでは認知症の診断もしくは疑いの有により一定の収束的妥当性・弁別的妥当性を備えた

無，母息子・父娘・父息子介護グループでは家族の尺度が作成されたと判断した。

関与と混乱と抵抗との間に有意なパスがひかれた。

介護以前の親子関係と実親介護受容このことから，母親を介護する娘にとっては，家族の母娘介護グループ，母息子・父娘・父息子介護グ関与といった実質的な協力の質量よりも，認知症にループともに信頼関係から諦めと願望・積極的意味

より母親イメージが変容することのほうが抵抗感に馬場：介護以前の親子関係における精神的自立が介護にあたえる影響―母娘介護の受容に注目して―（ 205 ）

つながりやすいと考えられた。母娘特有の情緒的ですることができる，といった偏りをもつことも考え密接な関係ゆえにイメージ変容のギャップが大きられた。得られた結果を一般化する際には，その範囲

く，抵抗が生じたものと解釈した。

に留意する必要がある。4 つ目の限界は，web 調査に実親介護受容と介護負担よるデータの質のばらつきであった。manipulation

母娘介護グループ，母息子・父娘・父息子介護グループともに混乱と抵抗から介護負担へ正の有意なパスが，積極的意味づけから介護負担へ負の有意なパスがひかれた。よって，仮説 2 は部分的に支持されcheck を行なったが，不適切なデータを除外しきれていない可能性があった。
今後はこれらの限界をふまえ，データ収集方法の工夫や対象の拡充が必要である。

た。このことから，親の介護を受容している介護者は

引用文献

介護に対して感じる負担が低い傾向が示された。
実親介護受容の因子である諦めと願望から介護負担感へ有意なパスがひかれなかった理由としては，願望を自認する過程で諦めねばならなかった，親や介護への複雑な思いの存在が考えられた。
母娘介護の特徴

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担尺度日本語版の短縮版（J-ZBI̲8）の作成：その信においては混乱や抵抗が負担感として自覚されづらい可能性が示された。
介護者支援への示唆
以上の知見から，実親介護受容の支援について 2
つの示唆を得ることができた。1 つ目は，カウンセリ
ングや内観療法などを通じて介護以前からの親子関係を見直し，信頼関係を高めるような関係調整を行うことであった。これにより，介護を積極的に意味づ
けたり諦めたりすることにつながることが期待された。2 つ目は，母娘介護においては認知症に関する心理教育，その他の親子介護においては家族の関与を促進する協力体制の構築やコミュニケーションをサポートすることであった。これにより，介護への混乱や抵抗が軽減すると考えられた。
限界と課題
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Nakane, Y., Nakamura, Y., Tachimori, H., Iwata, N.,とを考慮しなければならない。次に，データの等質性

Uda, H., Nakane, H., Watanabe, M., Naganuma, Y.,にも限界があった。具体的には，要介護状況や認知症

Hata, Y., Kobayashi, M., Miyake, Y., Takeshima, T.,

度，介護への関与度等については統制変数としてモデルに投入することとし，限定しなかった。3 つ目の限界は，データの偏りであった。心身に負担をかけか& Kikkawa, T. 2008 The performance of the Japanese version of the K6 and K10 in the World Mental
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（受稿: 2019.9.30; 受理: 2019.12.4）

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