第66巻第 5 号「厚生の指標」2019年 5 月

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高齢者のセルフ・ネグレクト尺度開発に関する研究
チョンヒ ソン

メンジュンホ鄭 煕聖＊ 1 孟 浚鎬＊ 2目的

本研究は，高齢者がセルフ・ネグレクトに陥るリスクを正確に把握し効果的な介入方法と支援体制の確立に資することをねらいとして，在宅高齢者の自己記入式セルフ・ネグレクト測定尺度を開発することを目的とした。

方法

本研究では，韓国・ソウル市に居住し，老人総合福祉館と総合社会福祉館を利用する65歳以上の在宅高齢者を対象に，韓国語の無記名自記式質問紙調査を実施した。調査内容は，対象者の基本属性とセルフ・ネグレクトとし，セルフ・ネグレクト測定尺度は19項目で構成した 3 因子二次因子モデルを仮定した。分析に先立ち，韓国語の調査項目を日本語に訳した。統計解釈には，韓国の277名のデータを基礎に，そのモデルの構成概念妥当性を構造方程式モデリングによる確認的因子分析で検討した。また，高齢者の個人属性を独立変数とするMIMICモデルのデータへの適合度を検討した。

結果

因子構造モデルのデータへの適合度はCFIが0.921，RMSEAが0.065であり，統計学的に支持された。Cronbachのα信頼性係数は0.803で，許容範囲であった。なお，個人属性とセルフ・ネグレクトとの関連について，MIMICモデルの適合度はCFIが0.924，RMSEAが0.046であり，配偶者との同居状態（0.165，ｐ＜0.05）および月収（－0.216，ｐ＜0.01）に有意な関連性が認められた。
結論

セルフ・ネグレクトのリスク要因を早期に発見し，本尺度が潜在的リスクを有する高齢者への予防的介入に向けた方策を模索するための有効な手段となることを議論した。

キーワード

在宅高齢者，セルフ・ネグレクト，尺度開発，確認的因子分析，MIMICモデル

Ⅰ 緒

言に占める割合が飛躍的に増加した2）。
韓国におけるセルフ・ネグレクト研究では，韓国の高齢化率は2017年に13.8％に達し，65

金らが開発した高齢者虐待尺度が多く用いられ歳以上の高齢者がいる世帯のうち，単身世帯はているが，その高齢者虐待尺度を構成する 6 因33.4％と約 3 割を占めている 。このような状子のうち，セルフ・ネグレクト因子は，栄養失況の中で，近年独居高齢者を巡るセルフ・ネグ

調と脱水状態，個人衛生管理，手助けの拒否，レクト問題が顕在化しつつある。韓国の「2015

自殺念慮と自殺企図に関する測定項目で構成さ老人虐待現況報告書」によると，高齢者のセルれている3）。しかし，従来のセルフ・ネグレク

フ・ネグレクトの発生件数は2005年に36件（虐ト尺度の開発研究では自殺念慮と自殺企図に関待全体の1.0％）であったが，2015年には622件する測定項目は含まれておらず，この項目が尺（虐待全体の10.1％）に達し，高齢者虐待類型度の中に含まれるべきかについては議論の余地

1）＊ １ 同志社大学大学院社会学研究科博士後期課程＊ ２ 韓国清州福祉財団研究委員― 27 ―

第66巻第 5 号「厚生の指標」2019年 5 月がある。さらに，その後の研究4）5）ではセルフ・「金銭管理」 2 項目で構成されている11）。次に，ネグレクトの測定項目として不適切な居住環境

小長谷らは，全国の地域包括支援センターの専を含んでいるが，金らの尺度では居住環境に関門職を対象にセルフ・ネグレクト事例への支援する項目はなかった。の必要性に関する認識調査の結果から，「悪臭その後，朴らは，セルフ・ネグレクト独自ののある汚い家屋」「生命を脅かす自身による治尺度開発に着手し，確認的因子分析の結果，朴療やケアの放置」「金銭や財産管理がなされてらの尺度は，「日常生活管理要因（ 6 項目）」いない」「地域の中での孤立」「奇異にみえる生「個人衛生管理要因（ 4 項目）」
「財政管理要因

活のありさま」「不潔で悪臭のある身体」の 6（ 2 項目）」「関係要因（ 2 項目）」の 4 因子14

因子34項目を抽出した5）。最後に，岸らにより，項目で構成された6）。しかし，野村らの研究でセルフ・ネグレクトのリスクアセスメントシー

は「財産管理の問題」と「社会からの孤立」がトとアセスメントシートが開発されている12）。

セルフ・ネグレクトの中核概念ではなく付随概

しかし，日本ではいずれの研究でもセルフ・ネ念として挙げられ7），鄭も「不適切な財政管グレクト尺度の妥当性と信頼性に関する検証は理」「孤立」「他者との関わり拒否」について，十分に行われていないのが現状である。

その概念自体がセルフ・ネグレクトを意味する

以上のことから，アメリカと日本では，セルものではなく，それらはセルフ・ネグレクトのフ・ネグレクト状態を評価するための測定指標主なサインあるいはその状態にある高齢者の特が既に開発されており，それらは判断能力が不徴に近いと指摘している 。

十分な人の状況を把握・評価することに有用で

8）

先駆的にセルフ・ネグレクト研究に取り組んあると考えられる。しかし，これまでの尺度のできているアメリカでは，約10年以上前からセ多くは，自記式質問紙ではなく第三者による測

ルフ・ネグレクト尺度に関する研究が報告定項目であり，とりわけ尺度の妥当性と信頼性されてきている。Dyerらは成人保護サービスが十分に検証されていない。このことは，セルのワーカーと専門職へのインタビュー調査を基フ・ネグレクトに予防的介入が求められる今日，に「Self-Neglect Severity Scale（以下，SSS）」

セルフ・ネグレクトがどのような要因により生の測定項目の作成を試み，その後，Kellyらがじるのか，その因果関係に対する実証的な検討完成した。しかし，SSSの31項目のうち，特にを十分に吟味することができないことを意味す

家屋内の環境要因に関する測定項目が多く，尺る。したがって，セルフ・ネグレクトの定義・度の妥当性と信頼性について十分な検討がなさ構成概念を綿密に検討した上で，それに該当すれていない。またIrisらの「Elder Self-Neglectる測定項目を選定し，それら項目から構成されAssessment（ 以 下，ESNA）」 は，「行動的特た尺度の構成概念妥当性の検討が必要と考えら性（behavioral characteristics）」34項目と「環れる。それは，介入困難・支援困難ともいわれ境 要 因（environmental factors）」28項 目 の 2

るセルフ・ネグレクト事例に対して専門家の共因子62項目で構成されている。しかし，Irisら通認識に基づいた早期発見および早期介入のたのESNAは，KellyらのSSSのように自記式質問めに必要不可欠な課題である。そこで，本研究紙ではなく第三者の判断が重要であり，尺度のでは，高齢者がセルフ・ネグレクトに陥るリス妥当性に関する検討が行われていない。

クを正確に把握し，効果的な介入方法と支援体

4）9）10）日本におけるセルフ・ネグレクトの測定指標制の確立に資することをねらいとして，在宅高に関する動向をみると，まず，先行研究に基づ齢者の自己記入式セルフ・ネグレクト測定尺度

き測定項目を構成したニッセイ基礎研究所の簡を開発することを目的とした。

易版・測定指標があり，この測定指標は，「身体衛生」 3 項目，「環境衛生」 4 項目，「他者とのかかわり拒否」 3 項目，「健康管理」 3 項目，― 28 ―

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Ⅱ 方備・施設に関する項目を含む。質問項目は 4 件

法法（「全くあてはまらない」「あまりあてはまらない」「だいたいあてはまる」「非常にあてはま（ １ ） 調査対象とデータ収集る」）で回答を求め，得点が高いほどセルフ・本研究では，韓国・ソウル市に居住し老人総ネグレクトのリスクが高くなるよう数量化した。

合福祉館（ 1 カ所）と総合社会福祉館（ 6 カ所）を利用する65歳以上の在宅高齢者285名を（ ３ ） 統計解析

対象に，韓国語の無記名自記式質問紙調査を実統計解析では，「個人衛生」「健康行動」「居施した。調査は，福祉館の敬老堂と教育・文化住環境」の三つの構成概念を第一次因子，「セプログラムを利用する高齢者への訪問面接に加ルフ・ネグレクト」を第二次因子とする 3 因子

え，福祉館の職員の協力を受けて事前に調査の二次因子モデルを仮定し，構造方程式モデリン

同意を得た高齢者への自宅訪問調査も行った。

グ（Structural Equation Modeling）による確調査期間は2017年12月26日から2018年 1 月12日

認的因子分析（Confirmatory Factor Analy-であった。

sis）を通して構成概念妥当性の検討を行った。
それに加えて，高齢者の個人属性を独立変数と（ ２ ） 調査内容

する MIMIC（Multiple Indicators Multiple

本調査では，個人属性（性別，年齢，最終学Causes）モデルのデータへの適合度を検討した。

歴，婚姻状態，世帯構成，月収入）とセルフ・3 因子二次因子モデルの適合度は標本数が少なネグレクトに関する項目で構成した。個人属性

くても結果に影響を受けにくい，Comparativeの項目に関しては，セルフ・ネグレクト状態にFit Index（CFI）と Root Mean Square Error

ある高齢者に，単身世帯，高年齢，男性，低収of Approximation（RMSEA）に基づいて判断入，低学歴の傾向があるという先行研究13）-15）のし た。CFIは0.9以 上，RMSEAは0.1を 超 え な結果を参考に設定した。セルフ・ネグレクトのい範囲で0.8以下であると，そのモデルが適合

測定項目は，鄭のセルフ・ネグレクト定義8）にしていると判断される16）。確認的因子分析の相沿って，セルフ・ネグレクトの構成概念を抽出

関係数の算出には多分相関係数を活用し，推定し（「個人衛生」「健康行動」「居住環境」），三法には重み付け最小二乗法の拡張法（WLSMV）

3）
5）
6）
11）
12）

つの概念に該当する質問項目は先行研究を採用した。推定されたパラメータの有意性にを参考に作成した。それに加えて，筆者が2015

関しては非標準化推定値を標準誤差で除いた値

年から2016年にかけてセルフ・ネグレクト高齢の絶対値が±1.96以上（有意水準 5 ％）を示し者へのインタビュー調査を行った結果から項目たものを統計学的に有意と判断した。測定尺度

5 と項目 8 を追加した。の信頼性は，Cronbachのα信頼性係数により各項目については，社会福祉学教授 1 名，統検証した。分析に先立ち，韓国語の調査項目を計専門家 2 名，そして高齢者福祉実践家 1 名に

日 本 語 に 訳 し， 統 計 パ ッ ケ ー ジ に は「IBMより，内容妥当性の検討を受けた。最終的に，

SPSS Statistics 24」と「Mplus7.31」を使用しセルフ・ネグレクトの測定項目は，「個人衛た。本研究の分析には，回収された調査票のう生」 8 項目，「健康行動」 6 項目，「居住環境」

ち，最終的にすべての項目に欠損値を有さない5 項目と計 3 因子19項目で構成された。具体的277名のデータを用いた。には，「個人衛生」には身体と衣服の不衛生に関する項目を含み，「健康行動」には不適切な（ ４ ） 倫理的配慮

栄養管理と必要なサービスの拒否，治療とケア

本研究における調査は，同志社大学の「人をの怠慢・放置に関する項目を含み，そして「居対象とする研究」に関する倫理委員会の承認を住環境」には極端な家屋の不衛生と危険な設得て実施した（承認日：2017年10月 4 日）。具― 29 ―

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表 1 対象者の属性の分布（Ｎ＝277）

体的には，対象者には，本研究の目的と趣旨，質問紙は無記名で作成すること，研究への参加は任意であり研究に参加しないことによる不利益が生じないこと，そして回収したデータは個人が特定できないよう個人情報の取り扱いには十分配慮し，外部にもれないよう鍵のついた場所で厳重に管理することなどを説明した上で，同意を得た。

Ⅲ 結果（ １ ） 対象者の属性およびセルフ・ネグレクトに関する回答分布
分析対象277名の個人属性の分布を表 1 に示した。回答者の性別は，男性が91名（32.9％），女性が186名（67.1％）であった。年齢は75歳以上84歳未満が151名（54.5％）と最も多く，次いで65歳以上〜75歳未満が77名（27.8％），
85歳以上は49名（17.7％）であった。平均年齢は78.1±6.4歳（65〜93歳）であった。最終学歴は，「小学校卒業」が103名（37.2％）と最も人数（％）
性別
男性
女性
年齢
65歳以上75歳未満
75歳以上85歳未満
85歳以上
平均78.1歳（標準偏差6.4，範囲65〜93歳）
最終学歴
無学
小学校
中学校
高等学校
大学
婚姻状態
既婚（同居）
死別
離婚
別居
未婚
世帯構成
単身世帯
夫婦のみの世帯
三世代世帯
その他
月収入
5 万円未満5 万円以上10万円未満
10万円以上15万円未満
15万円以上20万円未満
20万円以上注

91（32.9）186（67.1）
77（27.8）
151（54.5）49（17.7）
65（23.5）
103（37.2）
48（17.3）
56（20.2）5（ 1.8）84（30.3）
155（56.0）21（ 7.6）4（ 1.4）13（ 4.7）
170（61.4）
62（22.4）
44（15.9）1（ 0.4）
198（71.5）56（20.2）
17（ 6.1）4（ 1.4）2（ 0.7）％は四捨五入のため，100％にならない場合がある

多く，次いで「無学」が65名（23.5％），「高等態は，「死別」が155名（56.0％）と過半数を超学校卒業」が56名（20.2％）であった。婚姻状

え，「既婚（同居）」が84名（30.3％），「離婚」

表 2 セルフ・ネグレクト項目の回答分布（Ｎ＝277）（単位名，（）内％）

回答カテゴリー個人衛生
y 1 ．毎日，手足や顔を洗わない
y 2 ．歯磨きまたは義歯洗浄をあまりしない
y 3 ．手足の爪を切らない
y 4 ．髪・ひげの整容をしない
y 5 ．下着の着替えをあまりしない
y 6 ．家の中で着る部屋着の着替えをあまりしない
y 7 ．季節に合う衣服を着用しない
y 8 ．衣服は，洗濯せず着用する
健康行動
y 9 ．不適切な栄養管理（欠食・水分不足）により，健康上の問題が生じることがある
y10．家の中に，食べ残した物が腐ったりカビが生えたりしても，気にせず食べる
y11．診察や治療が必要にもかかわらず，医療機関を利用しない
y12．適切な服薬管理ができていない
y13．健康に致命的な影響を与えるにもかかわらず，飲酒または喫煙をつづけている
y14．保健・福祉・介護などのサービスが必要にもかかわらず，その利用を拒否している
居住環境
y15．家の中に，大量の物（新聞，本，缶，びん，ペットボトル，ゴミなど）が散らかっている
y16．家の中が異常に暑かったり（夏）寒かったり（冬）する
y17．家の内外の家具・窓ガラス・ドアなどが壊れたまま，長期間放置されている
y18．電気・ガス・水道などが止まることがある
y19．家の中のトイレ・浴室・台所・洗面台などが使えない状態である
注％は四捨五入のため，100％にならない場合がある― 30 ―

全くあてはまらない

あまりあて
はまらない

だいたい
あてはまる

非常にあてはまる

229（82.7）
228（82.3）
237（85.6）220（79.4）234（84.5）
212（76.5）245（88.4）
226（81.6）33（11.9）36（13.0）28（10.1）
39（14.1）
38（13.7）
44（15.9）28（10.1）
44（15.9）

13（ 4.7）
10（ 3.6）
10（ 3.6）
16（ 5.8）4（ 1.4）20（ 7.2）
4（ 1.4）7（ 2.5）2（0.7）
3（1.1）
2（0.7）
2（0.7）
1（0.4）
1（0.4）
0（0.0）
0（0.0）

183（66.1）
227（81.9）
222（80.1）242（87.4）220（79.4）
235（84.8）49（17.7）
38（13.7）
32（11.6）23（ 8.3）
41（14.8）32（11.6）

38（13.7）8（ 2.9）17（ 6.1）
10（ 3.6）9（ 3.2）7（ 2.5）7（2.5）
4（1.4）
6（2.2）
2（0.7）
7（2.5）
3（1.1）

227（81.9）35（12.6）

14（ 5.1）

1（0.4）

176（63.5）220（79.4）
256（92.4）248（89.5）

62（22.4）
39（14.1）
17（ 6.1）
21（ 7.6）28（10.1）
16（ 5.8）3（ 1.1）8（ 2.9）11（4.0）2（0.7）
1（0.4）
0（0.0）

第66巻第 5 号「厚生の指標」2019年 5 月

表 3 確認的因子分析の結果（Ｎ＝277）

が21名（7.6％），そして「未婚」が13名（4.7％）であった。世帯構成
は，「単身世帯」が170名（61.4％）と最も多く，次いで「夫婦のみの世帯 」 が62名（22.4 ％），「三世代世帯」が44名（15.9％）であった。月収入は，「 5 万円未満」が198名（71.5項目
初期モデル
1 次修正モデル
2 次修正モデル
3 次修正モデル
4 次修正モデル
5 次修正モデル
最終モデル

1918
1716
151413χ2df

433.933 149
406.261 132
340.338 116
280.438 101
228.710 87
183.939 74
134.538 62

CMIM／
DF
0.000
2.912
0.000
3.077
0.000
2.933
0.000
2.776
0.000
2.628
0.000
2.485
0.000
2.169ｐ

CFI

RMSEA

除外
項目

0.825 0.083（0.000）
0.828 0.087（0.000） y130.837 0.084（0.000） y 2
0.857 0.080（0.000） y19
0.873 0.077（0.000） y 7
0.890 0.073（0.002） y 8
0.921 0.065（0.050） y 9％）と最も多く，次いで「 5 万円以上10万円未満」が56名（20.2％）で

図 1 セルフ・ネグレクト尺度の確認的因子分析の解析結果あり，10万円未満の対象者が全体の9 割以上を占めた。セルフ・ネグレ

0.616†

クトの回答分布については表 2 のと0.757
0.641
0.807

個人衛生

おりである。

0.662
0.801†（ ２ ） セルフ・ネグレクト測定尺度の構成概念妥当性と信頼性の検0.555†

討

セルフ・ネグレクト「個人衛生」「健康行動」「居住環境」の三つの構成概念を第一次因子，0.501
0.810
0.354

健康行動

0.665

0.679「セルフ・ネグレクト」を第二次因0.479†

子とする 3 因子二次因子モデルを仮定し，確認的因子分析による因子モデルの適合度を検討した。その結果，項目間の多分相関係数を検討した結果では0.8以上の項目はなかった。

0.558
0.637
0.630

居住環境

2
N＝277 χ（df）＝134.538（62） CFI＝0.921

注RMSEA＝0.065

y1

ε1y3

ε3y4

ε4y5

ε5y6

ε6y10

ε10y11

ε11y12ε12y14ε14y15ε15y16ε16y17ε17y19ε19

推定法WLSMV

1） モデル識別のために制約を加えたパスに†（短剣符）を付した
2） ε＝誤差変数， ｙ数 ＝質問項目番号2
一方，因子モデルの適合度は，χ（df）＝433.933（149），CFI ＝0.825，

図 2 高齢者の属性とセルフ・ネグレクトとの関係

RMSEA＝0.083と い ず れ も 統 計 学

0.617†

的な許容水準に達していなかった。
したがって，項目間の多分相関係数

個人衛生

性別（0.3以下と0.6以上の項目）と潜在変数から観測変数に向かうパス係数

0.780†

年齢（0.4以下の項目）を中心に適合度への影響程度を検討し，因子構造モデルの修正を行った（表 3 ）。
その結果，最終モデルの適合度は，最終学歴
0.165
同居状態

CFI が0.921，RMSEA が0.065となの範囲は0.354〜0.810であり，すべ健康行動

R2＝0.104
0.711−0.216
居住環境

ε1

y3

ε3

y4

ε4

y5

ε5

y6

ε6

y10

ε10

0.560†
y110.506
0.799
y120.3602
N＝277 χ（df）＝192.882（122） CFI＝0.924

注RMSEA＝0.046

ε11ε12y14

ε14y15ε150.482†
y160.563
0.632
y170.628y19タに対する適合度が統計学的に許容数から13観測変数に向かうパス係数

0.664

月収り（図 1 ），因子構造モデルのデーできる水準に達した。三つの潜在変

セルフ・ネグレクト

0.755
0.644
0.806
0.663

y1

ε16
ε17ε19推定法WLSMV

1） 性別（男性＝ 1 ，女性＝ 2 ），年齢（65歳以上75歳未満＝ 1 ，75歳以上＝2），同居状態（同居＝ 1 ，非同居＝ 2 ）2） モデル識別のために制約を加えたパスに†（短剣符）を付した
3） ε＝誤差変数， ｙ数 ＝質問項目番号― 31 ―

第66巻第 5 号「厚生の指標」2019年 5 月て統計学的に有意（ｐ＜0.001）であることが一方，金らの尺度3）にはセルフ・ネグレクト因確認された。具体的には，「個人衛生」は0.616

子の中に居住環境に関する測定項目はなかった。

〜0.807，「健康行動」は0.354〜0.810，そしてその背景には，韓国では十数年前には高齢者の「居住環境」は0.479〜0.637であった。

ゴミ屋敷問題に関する研究が皆無な状況の中で，13項目 1 因子モデルのセルフ・ネグレクト尺

福祉現場の第一線で活躍している社会福祉士に度の信頼性は，Cronbachのα信頼性係数によもセルフ・ネグレクトの概念に関する認識が薄り検討した。その結果，セルフ・ネグレクト測かったことが影響したと推察される。そして，

定 尺 度13項 目 のCronbachの α 信 頼 性 係 数 は朴らの尺度6）では「関係要因」と「財政管理要0.803であり，「個人衛生」 5 項目では0.816，因」という因子が含まれていたが，本研究にお「健康行動」 4 項目では0.623，「居住環境」 4

いては先行研究の知見から「関係要因」と「財項目では0.629であった。セルフ・ネグレクト

政管理要因」がセルフ・ネグレクトとどのよう13項目で測定された総合得点は，平均値16.3点，な関係にあるかを明確にする必要性が示唆され標準偏差4.1，範囲13〜35点であった。因子別た。このことから，本研究では，セルフ・ネグ

からみた得点分布は，「個人衛生」 5 項目の平レクト尺度の測定項目を設定する際に，初めか

均 値 が6.1点， 標 準 偏 差2.1， 範 囲 5 〜20点，ら「不適切な財政管理」と「関係要因」を除外「健康行動」 4 項目の平均値が4.9点，標準偏し構成した。

差1.5，範囲 4 〜12点，「居住環境」 4 項目の平本研究では，第三者による評価ではなく高齢

均 値 が5.1点， 標 準 偏 差1.7， 範 囲 4 〜12点 で者の自己記入式評価に基づき，理論的検討を踏あった。

まえてセルフ・ネグレクトの構成概念と測定項

また，「個人衛生」「健康行動」「居住環境」

目を設定し，尺度の構成概念妥当性と信頼性のの三つの構成概念を第一次因子，「セルフ・ネ検討を行った結果，統計学的に有意な結果が得グレクト」を第二次因子とする 3 因子二次因子られた。セルフ・ネグレクト測定尺度の開発をモデルに，個人属性（性別・年齢・最終学歴・通して，今後，セルフ・ネグレクト状態に陥る同居状態・月収）を独立変数として投入した可能性がある人の影響要因を可視化し，実践的MIMICモデルのデータへの適合度を検討した。にはセルフ・ネグレクトの潜在的リスクを有す

その結果，CFI が0.924，RMSEA が0.046でる高齢者の早期発見・早期介入を促進するためあった（図 2 ）。なお，変数間の関係では，性の一助になると考えられる。しかし，本研究は別・年齢・最終学歴とセルフ・ネグレクトは統韓国のソウル市に在住する在宅高齢者を対象と計学的に有意ではなかった。一方，配偶者とのした研究であり，韓国語の調査票を用いた研究同居状態（0.165，ｐ＜0.05）と月収（－0.216，結果を日本語に訳した。日本での調査で同じ調ｐ＜0.01）はセルフ・ネグレクトと統計学的に査票を日本語に訳した時に同様の結果が得られ有意な関連性が認められた。セルフ・ネグレク

るとは限らない。今後は，日本語版尺度の妥当トに対する説明率は10.4％であった。

性および信頼性の検討とともに，セルフ・ネグ

Ⅳ 考

レクトとそれに影響する要因との関係を実証的察に検証することが課題である。

近年，メディアを通してゴミ屋敷の問題が多く報道されており，これらは極端なセルフ・ネグレクト状態の代表的な事例として挙げられている。そして，先行研究でも，セルフ・5）-7）10）

文

献1 ）통계청．2017고령자 통계．2017．（＝統計庁．2017
高齢者統計．2017．）
2 ）중앙노인보호전문기관．2015노인학대 현황 보고서．

ネグレクトの測定項目の中にゴミ屋敷のような不適切な居住環境に関する内容が含まれている。
― 32 ―

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