第65巻第 6 号「厚生の指標」2018年 6 月

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在宅要介護高齢者を介護している家族における自記式うつ尺度の分布の考察と回答欠損者の抑うつ状態の評価について
平 和也＊ 1 伊藤 美樹子＊ 2
目的 わが国では，高齢化が進展し，在宅療養支援が進められている状況において，家族介護者の増加およびその高齢化も進展している。家族介護者のQOLの保持・増進は重要である。本研
究では，日本語訳CES‑D短縮版（11項目）（以下，CES‑D11）に着目した。①CES‑D11の欠損値の出現状況と得点の分布を観察し，多重代入法による欠損値の補完前後におけるCES‑D11得点の特徴を欠損値の有無別に評価した。以上より，②欠損値がうつの評価に与える影響について考察し，介護者のうつ状態の発見やスクリーニングの精度の向上に関する示唆を得ることを目的とした。
方法 2008年に東大阪市で要介護認定を受けている要介護者を，要介護度別に3,808件を無作為抽出し，郵送法による無記名自記式質問紙調査を実施した。有効回答の中で，介護者が家族であった1,016件を用いた。CES‑D11に含まれた欠損値は，MICEアルゴリズムによる多重代入法によって補完した（代入値の収束確認のため， 5 回実施）
。補完値代入後のCES‑D11の修正得点（Modiﬁed CES‑D11，以下，M̲CES‑D11）の分布を観察し，Shapiro‑Wilkの正規性の検定を行った。また，CES‑D11の欠損値の有無別にM̲CES‑D11得点を比較し，Wilcoxon順位和検定を行った。
結果分析に用いた変数の欠損値の割合は，5.4‑23.5％の範囲にあり，CES‑D11に欠損値を 1 つでも含む割合は22.8％であった。多重代入法による欠損補完後のM̲CES‑D11のヒストグラムは直感的に二峰性様の分布を示し，Shapiro‑Wilk検定の結果，0.979≦Ｗ≦0.980，ｐ＜0.01となり正規性が否定された（ 5 ／ 5 回）
。CES‑D11の欠損値の有無別にみたM̲CES‑D11のWilcoxon
順位和検定の結果は，98714.5≦W≦99071.0，ｐ＜0.05（ 3 ／ 5 回）となり，欠損値有群が有意に高かった。
結論

欠損値の補完方法によらず，介護者という対象者の特性が分布に影響し，CES‑D11が二峰性様の分布が確認された。また，欠損値有群のほうがうつ傾向が強くなっていることから，欠損値の処理の仕方によって，うつ傾向にあるハイリスク対象者を分析から除外してしまうことにつながるため，欠損値の扱いには留意が必要である。
キーワード

在宅要介護高齢者，介護者，うつ尺度，多重代入法，CES‑DⅠ 緒言

27.3％と超高齢社会を迎えている1）。平成27年の要介護認定者数は620万人を超え，このうち，日本は少子高齢化に加えて，平均寿命の延伸

居宅介護サービス受給者数は平成13年の152万により，高齢者人口は増加し，今や高齢化率人から平成27年の389万人へ増加している2）。さ＊ 1 滋賀医科大学医学部看護学科公衆衛生看護学講座助教＊ 2 同教授― 32 ―

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らに，団塊の世代が後期高齢者になる2025年に介護者の介護負担や抑うつ症状を適切に評価，は介護や看取りは一層深刻化することが予測さスクリーニングすることは介護者と要介護者のれている。

双方において重大な問題であるといえる。

在宅介護がどのような状況で担われているの

在宅要介護高齢者の介護負担と抑うつ状態にかについて，国民生活基礎調査によれば，要介

ついては多数先行研究7）‑10）がなされており，う護者と同居している主な介護者は女性が66.0％

つを評価する指標としては，DSM‑ⅣやICD10と 多 い が， 男 性 介 護 者 の 割 合 も 平 成13年 の等 の 臨 床 で の 診 断 指 標 を は じ め，CES‑D，

3）

4）

23.6％ から平成28年の34.0％ と増加してきZung式抑うつ尺度（SDS；Self‑rating Depres-ている。また，その年齢も経年的に高齢化して

sion Scale developed by Zung） やBDI（Beckおり，同調査における介護者が60歳以上の割合

Depression Inventory）11）など多くの自己記入式は平成13年には53.8％であったが，平成28年にの評価指標が開発されてきた。抑うつ尺度は，は70.0％に増加しており，より高齢な介護者が平成27年から職域におけるストレスチェックの介護を担うようになってきている。

導入が実施されるなど，働く世代のメンタル対要介護者のいる世帯構成割合をみると，核家策としても非常に有用なツールであるが，評価族世帯が平成13年には全体の29.3％であったが，課題が「抑うつ状態」であるが故に，その傾向平成28年には37.9％と増加しており，うち夫婦を持つ対象者の応答が適切であるかどうかを観世帯は21.9％であることから，夫婦世帯を除く察することが必要であると考えられる。

「（老親）夫婦と未婚の子のみの世帯」またはそこで本研究では，介護の現場において重要「（老親）ひとり親と未婚の子のみの世帯」のな役割を担っている在宅要介護高齢者の家族を割合が，平成13年の11％から平成28年には16％対象に，抑うつ尺度の応答について，欠損値のへと特に，増加が著しくなっている。

出現状況の観察と，それらが抑うつ全体の分布

一方で，同居の「子」や「子の配偶者」が介にもたらす影響を評価した。これまでの自己記護をする割合は減少してきており，それに伴い，入式の抑うつ尺度を用いた研究においては，欠「別居の家族等」の割合が12.2％，「事業者」損値の扱い方は研究ごとに異なっている。例え4）ば，欠損値の保有割合が一定の割合以上のものの割合が13.0％と高くなっている 。
すなわち，同居の家族介護は，より世帯規模は除外して，それ以下の場合のみに補完値を代の小さな世帯状況で特定の家族が介護を担う必入して修正値を用いるもの12）や，欠損値を 1 つ要がでてきており，高齢な介護者や男性介護者でも保有している対象者を除外してしまうもが増加してきている。また，そのような状況かの13），欠損値に関する記載がないもの14）などがら同居の家族介護者だけでの介護という形態をある。多項目で自己記入式で評価する抑うつ尺

取らずに，別居の家族による介護や事業者の利度について，欠損値の出現がMCAR（Missing用が行われるようになるなど，在宅介護のありCompletely At Random）の仮定が満たされて方は多様化が進んでいる。

いない場合においては分布に影響をおよぼす可

また，介護者の高齢化と同時に，より高齢な能性があり，またそれがどのような影響をもた要介護者が増加していることも予想され，要介らすのかを把握することは有用である。本研究

護者が高齢になるにつれ，必要な介護量が増加

では，欠損値の補完方法にも留意した。

し，医療的なニーズも併存するなど在宅介護をなお本研究では，自己記入式の抑うつ尺度とする上で，介護者の負担が大きく，その支援はし て， 主 要 な 自 己 評 価 式 尺 度 の 1 つ で あ る重要となってくる。実際，介護の現場では，虐CES‑D の11項 目 版 を 用 い た。CES‑D は，待や介護殺人，介護心中などの事件も報告されLadloﬀら15）の作成したオリジナル20項目のものており5），わが国でも湯原ら6）によって，それとそれを島ら14）が日本語訳したものや，Kohoutらの事件判例を分析した報告等があることから，ら16）が作成した短縮版などがある。本調査では，― 33 ―

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Kohoutら16）が作成した11項目の短縮版を島ら14）

Ⅱ 方の 翻 訳 に 準 じ て 日 本 語 訳 し た も の（ 以 下，

法CES‑D11）を用いた。
本研究の目的は，在宅要介護高齢者の家族介（ 1 ） 調査対象

護者における抑うつの多項目尺度のResponse

東大阪市福祉部介護保険給付管理課と大阪大Biasの特徴を明らかにし，抑うつスクリーニン

学保健学専攻総合ヘルスプロモーション科学講

グや疫学研究での抑うつ尺度の利用に関する有座との間に締結された「介護保険サービス状況用な知見を得ることとした。

調査共同実施」にかかる協定に基づいて2008年
10月31日時点で，東大阪市に在住し，要介護認定を受け，ケアプランを作成していた要介護者

表 1 介護者と要介護者の基本属性（単位 人，（ ）内％）

要介護者要因全体（Ｎ＝1,016）
要介護者の年齢
‑59歳
60‑69
70‑79
80‑89
90‑99
100‑
無回答
要介護者の性別
男性
女性
無回答
要介護者の要介護度
要支援 1
要支援 2
要介護 1
要介護 2
要介護 3
要介護 4
要介護 5
無回答
要介護者の婚姻状況
結婚している
死別
離別
未婚
無回答
年間総世帯年収100万未満200万未満300万未満400万未満500万未満600万未満700万未満800万以上無回答
居宅介護サービス利用による介護負担の変化
減った
変わらない増えた無回答
介護ができる時間的余裕有
無無回答
介護サービス利用料金（円）
平均±標準偏差無回答
1 日の介護時間（時間）平均±標準偏差無回答

介護者要因全体（Ｎ＝1,016）7( 0.7)43( 4.2)
340(33.5)433(42.6)
189(18.6)4( 0.4)0( 0.0)291(28.6)725(71.4)0( 0.0)60( 5.9)111(10.9)134(13.2)
245(24.1)
271(26.7)
116(11.4)
79( 7.8)0( 0.0)458(45.1)471(46.4)25( 2.5)24( 2.4)
38( 3.7)
156(15.4)224(22.0)240(23.6)90( 8.9)50( 4.9)24( 2.4)
20( 2.0)90( 8.9)
122(12.0)506(49.8)
321(31.6)
83( 8.2)
106(10.4)482(47.4)386(38.0)
148(14.6)
9 637±8 799
0( 0.0)7.3±6.9239(23.5)

介護者の年齢20‑29歳
30‑39
40‑49
50‑59
60‑69
70‑79
80‑89
90‑99
無回答
介護者の性別男性
女性
無回答
介護者の就労
常勤
非常勤
就労なし
無回答
介護者の婚姻状況
結婚している
死別
離別
未婚
無回答
要介護者との同居の有無
同居
別居
無回答
同居家族の人数
独居
2人
3人
4人
5人
6人
7人
8人
無回答
副介護者の有無（医療・介護サービス含む）
有
無無回答
食事介助の有無有無無回答
床ずれ予防介護の有無
有
無無回答― 34 ―

3( 0.3)12( 1.2)
91( 9.0)263(25.9)272(26.8)
193(19.0)116(11.4)
4( 0.4)62( 6.1)
289(28.4)674(66.3)
53( 5.2)
230(22.6)
117(11.5)614(60.4)55( 5.4)
767(75.5)45( 4.4)
49( 4.8)
106(10.4)
49( 4.8)710(69.9)279(27.5)27( 2.7)
214(21.1)
415(40.8)183(18.0)
89( 8.8)49( 4.8)29( 2.9)8( 0.8)1( 0.1)28( 2.8)
836(82.3)
111(10.9)
69( 6.8)236(23.2)677(66.6)103(10.1)
87( 8.6)826(81.3)
103(10.1)

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およびその家族12,570件から，要介護度別に層用いた。具体的な手続きとしては，Van Buuren

化し，3,808件を無作為に抽出し，調査対象とら17）の方法に基づき，CES‑D11と単相関（｜ｒ｜した。調査対象に対して，2008年11月から2009≧0.1）の認められる要介護度，利用限度額に年 1 月 9 日までの期間において，配布・回収と対するサービス利用料の割合，年間総世帯年収，もに郵送法にて，無記名自記式質問紙調査を実

介護者の年齢，介護者の就労状況， 1 日の介護施した。

時間，居宅介護サービス利用による介護負担のなお，倫理的配慮として，大阪大学医学部保変化，副介護者の有無，介護ができる時間的余健学倫理委員会にて承認を得ている（承認番

裕の有無，食事の介助の有無，床ずれの予防介号：82‑ 3 ，承認年月日：平成20年 7 月 4 日）。

護の有無の11項目を欠損値補完に寄与する変数

調査対象者には，事前に調査への参加は自由意とし，CES‑D11を含めた，22変数を投入し，欠思であることや，調査票への回答の匿名性は確損値の推計および補完を行った。また，欠損値保されていることなどを明示し，調査票の返信の推計は 5 回行い，推計値が収束した値となっをもって同意を得たものとした。ているかについても確認を行った。
その後，欠損値を補完する前に，欠損値を保調査票を配布した3,808件のうち，回答が得られたのは2,035件（回答率53.4％）であった。 有していた群（以下，欠損値有群）と欠損値を有効回答は1,641件（有効回答率80.6％）であ保有していない群（以下，欠損値無群）との間り，家族介護者に対する設問にも回答があったで， 欠 損 値 補 完 後 のCES‑D11の 修 正 得 点

1,016件（90.0％）を分析対象とした。

（Modiﬁed CES‑D11， 以 下，M̲CES‑D11） を比較するため，Wilcoxonの順位和検定を行った。

（ 2 ） 分析方法

分析には，統計ソフトＲfor 2.14.1を使用した。

CES‑D11の回答状況を確認するため，まずⅢ 結

CES‑D11の欠損割合を確認し，欠損値の補完に果はMICE（Multivariate Imputation by ChainedEquations）アルゴリズムによる多重代入法を分析対象となった介護者は，平均年齢63.8±12.0歳で，女性が66.3％であった。要介護者は平均年齢82.0±7.9歳で，女性が71.4％と多数

表 2 欠損値保有割合（単位変数
欠損値の推測に用いた変数
要介護度
利用限度額に対するサービス利用料の割合
総世帯年収
介護者の年齢介護者の就労状況
1 日の介護時間
居宅介護サービス利用による介護負担の変化
副介護者の有無
介護ができる時間的余裕の有無
食事介助の有無
床ずれ予防介護の有無
CES‑D11
CES‑D11合計得点
食欲がなかった
憂うつだった普段ならなんでもないことが億劫だった
よく眠れなかった
うれしいと感じた
さびしい気がした
周りの人がよそよそしいと感じた
楽しいと感じた
悲しいと感じた
周りの人が自分を嫌っているように感じた
何をするにもなかなかやる気がおこらなかった人）

欠損数 欠損割合（%）
00122
6255239
10669
148
103
103

0.0
0.0
12.0
6.1
5.4
23.5
10.4
6.8
14.6
10.1
10.1

232
165
160
150
153
164
169
168
164
161
162
152

22.8
16.2
15.7
14.8
15.1
16.1
16.6
16.5
16.1
15.8
15.9
15.0を占め，要介護度は要介護度 2 以上が70.0％であった（表 1 ）。
欠損値の推測に用いた変数のうち，全く欠損値がなかったものは要介護度と利用限度額に対するサービス利用料の割合の 2 変数のみであった。各変数における欠損値の割合（表 2 ）は，5.4‑23.5％の範囲にあり，CES‑D11項目中に欠損値を 1 つでも含む割合は22.8％であった。また，CES‑D11の欠損保有者232名を欠損値の保― 35 ―表 3 Shapiro-Wilkの正規性の検定
DATA1
DATA2
DATA3
DATA4
DATA5Ｗ（検定統計量）

ｐ値

0.980
0.979
0.980
0.979
0.979

ｐ＜0.01ｐ＜0.01ｐ＜0.01ｐ＜0.01ｐ＜0.01

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有個数ごとの内訳をみると，全11項目中 5 項目以下が79名（34.1％），6 項目以上が153名（65.9

表 4 M̲CES‑D11を従属変数としたCES‑D11の欠損値有無別のWilcoxon順位和検定％）となっており，過半数以上の欠損値を保有欠損値有群している者が多くなっていた。
M̲CES‑D11の合計得点のヒストグラムをみると，杉浦ら18）の先行研究と同様に二峰性様の分布が確認された。 5 つのデータセットすべてにShapiro‑Wilkの正規性の検定を行った結果（表 3 ）をみても，すべてのデータセットにおDATA1
DATA2
DATA3
DATA4DATA5
注欠損値無群
W
四分位
四分位
中央値
中央値
範囲
範囲
9.0
6.0
8.0
6.0 98 717.0
8.0
6.0
8.0
6.0 95 733.5
8.0
6.0
8.0
6.0 99 071.0
8.5
7.0
8.0
6.0 98 714.5
8.5
6.0
8.0
6.0 96 778.0

ｐ値
0.047*
0.221
0.038*
0.047*
0.136

網かけは，有意な差が認められたデータセット，*ｐ＜0.05

いて0.979≦W≦0.980，ｐ＜0.01となり，正規性は否定された。

スの存在を推定しているように，CES‑D11におM̲CES‑D11をCES‑D11の欠損値有無別にみた
Wilcoxon順位和検定の結果（表 4 ）は， 5 ついても，介護者という対象者の特性が影響して二峰性の分布を呈していると考えられる。のデータセット中 3 つにおいて98714.5≦W≦

CES‑Dは，多くの先行研究に用いられてい99071.0，ｐ＜0.05と欠損値有群が欠損値無群るが，分析によっては正規性を仮定しているもよりM̲CES‑D11得点が有意に高い結果となり， のもあるため，今回のように正規性が保たれて残りの 2 つにおいて有意差は認められなかった。 いない場合には，分析の解釈や信頼区間を計算する際に誤った解釈をしてしまう可能性がある。

Ⅳ 考

察

また，欠損値有群と欠損値無群のWilcoxon
順位和検定の結果から，欠損値を補完したM̲

杉浦ら18）の先行研究では，分析対象全体と女

CES‑D11の 5 つのデータセットのうち 3 つにお性介護者ではCES‑D11のヒストグラムは単峰性いて有意に差があるという結果となり，欠損値を示したが，男性介護者では二峰性を示してい有群の方がM̲CES‑D11の合計得点が高い傾向た。ただし，杉浦らの分析では過半数以上の項があることがわかった。一方，横山ら20）によっ目が欠損の場合は分析から除外されており，欠て，CES‑D11のカットオフポイントは 7 点とさ損している項目が半数以下のものには回答のれており，補完後の分布に 7 点以上の対象者のあった項目だけで算出した点数に回答割合の逆割合も一定数以上いることが考えられる。した数を掛け合わせるという方法をとっていたため，がって，欠損値有群を分析から除外してしまう

このことが分布を歪めていた可能性が否定出来と，うつ傾向のハイリスク対象者を除外してしない。そこで今回は，データ全体を用いて多重まう恐れがあるといえる。

代入法を行い，Shapiro‑Wilkの正規性の検定を

本研究の知見は，介護者の高齢化，男性介護行ったところ，欠損値を補完したすべてのデー者の増加や未婚の子世代が介護を担う核家族のタセットにおいて正規性は認められないという増加に伴う同居家族人員の減少，別居での介護結果となり，かつ，それらの分布を見ると，直など家族介護のあり方が多様化し，介護を行う感的には二峰性傾向であると考えられた。すなにおいて脆弱な世帯状況が進展してきている中

わち，先行研究で示唆されていた在宅要介護高で，抑うつ尺度を用いたハイリスク介護者の齢者の家族介護者のうつ尺度における二峰性様

ケースファインディングや抑うつ状況の分析にの分布は，欠損値の補完方法によらず認められおいて欠損値保有者の観察に注意を促す知見とた。大谷ら19）が，Zung式抑うつ尺度（SDS）にして有用であると考える。

おいて，質問文の表現が肯定的な表現と否定的

ただし，本研究の限界として，在宅要介護高な表現によって回答得点に差があることや，抑齢者において家族介護者のどのような特性がうつ状態とは直接に関連していない応答バイア

CES‑D11の分布に影響を与えているのかまでは― 36 ―

第65巻第 6 号「厚生の指標」2018年 6 月明らかにできていない。また，欠損値保有群の欠損値の保有個数割合によってうつ傾向に違いがあるのかの比較の分析については，欠損値保有個数が過半数以上のサンプルが多い方に偏ってしまっている等のデータ上の課題がある。
今後，在宅要介護高齢者の家族介護者における自己記入式の抑うつ尺度の回答に影響を与える特性に関する分析や，高齢化している介護者や抑うつ傾向にあり回答に欠損値出現のリスクが高い対象者への適用にあたり，欠損値出現のリスクを回避するため，より質問項目の少ない尺度の開発等が必要であろう。

Ⅴ 結語

先行研究で示されていた在宅要介護高齢者における家族介護者のCES‑D11の二峰性様分布は，欠損値補完の方法によらず確認された。また，
多重代入法により欠損値を補完した際，欠損値無群よりも欠損値有群の方がうつ傾向が強い可能性があり，CES‑D11を用いる際，欠損値の扱い方に留意する必要がある。
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