精神神経学雑誌

第 122 巻 第 1 号（2020） 11⊖24 頁



原

著

インターネット調査による気分障害患者の女性配偶者における感情表出，負担，抑うつ，およびそれらに関連する要因のパス解析酒井佳永1），秋山

剛2），阿部又一郎3），立森久照4）

Yoshie Sakai, Tsuyoshi Akiyama, Yuichiro Abe, Hisateru Tachimori：Path Analysis of
Expressed Emotion, Burden, Depression, and Related Factors among Female Spouses of Patientswith Mood Disorder：An Internet based Survey

家族の感情表出（EE）は気分障害患者の経過に影響を与える．そのため気分障害患者の家族のEE を高める要因を検討することにより，患者の経過を改善する手がかりが得られる可能性がある．本研究は，258 人の気分障害患者と同居する女性配偶者を対象にインターネット調査を行い，女性配偶者の負担と抑うつが EE に及ぼす影響，および女性配偶者と患者の年齢，就労状況，子どもの有無などの社会人口統計学的要因，患者の罹病期間，入院歴，軽躁傾向などの臨床的要因，
そして女性配偶者へのソーシャルサポートといった環境的要因が，女性配偶者の負担と抑うつを介して EE に及ぼす影響について，相関分析とパス解析を用いて探索的に検討した．その結果，女性配偶者の負担と抑うつは女性配偶者の EE の高さに有意に寄与していた．また患者が無職であること・入院歴があること・軽躁傾向・女性配偶者へのソーシャルサポートに対する満足度の高さが女性配偶者の負担を介して，そして女性配偶者が無職であること・ソーシャルサポート源の数の少なさが女性配偶者の抑うつを介して，EE の高さに有意に寄与することが示唆された．
また子どもがいることは，その他の要因と独立に EE の高さに有意に寄与していた．女性配偶者の負担および抑うつによる EE への寄与，患者が無職であること，入院歴，軽躁傾向，女性配偶者のソーシャルサポートに対する満足度による負担への寄与，ソーシャルサポート源の数による抑うつへの寄与についての知見は，これまでの報告と一致する．一方，女性配偶者が無職である
ことによる抑うつへの寄与，子どもがいることによる EE の高さへの寄与についてはこれまで報告されていない知見である．家族の EE，負担，抑うつの関連，およびこれらに影響を与える要因については，まだ知見が確定していない面も多く，今後，臨床群などを対象とした調査による検討を要する．
＜索引用語：気分障害，感情表出，家族，負担，パス解析＞

著者所属：1）跡見学園女子大学心理学部，Department of Clinical Psychology, Faculty of Psychology, Atomi University2）NTT 東日本関東病院精神神経科，Department of Neuropsychiatry, NTT Medical Center Tokyo3）伊敷病院，Ishiki Hospital
4）国立精神・神経医療研究センタートランスレーショナル・メディカルセンター，Translational Medical
Center, National Center of Neurology and Psychiatry
受理日：2019 年 11 月 2 日

精 神 経 誌（2020）122 巻 1 号

12

は じ め にいて，両親の抑うつの水準が高 EE と関連するこ家族の感情表出（Expressed Emotion：EE）がとが報告されている9,19,46）ことを考慮すると，気分統合失調症の経過に影響することが，Brown, G.

障害患者の家族において，抑うつが EE に影響を

W. らによって初めて報告され ，その後の研究に及ぼす可能性が考えられる．

5）

よって統合失調症における高 EE は有意かつ頑強

家族の負担に影響するその他の要因についてな再発の予測因子であることが示されている ．

は， 家 族 側 の 要 因 と し て， 家 族 が 配 偶 者 で あ

気分障害患者とその家族を対象とした研究におる24,38），家族が女性である3,21,24），患者と同居していても，家族の高 EE と再発の関連が報告されている38），家族の年齢が低い38），家族が患者に対しおり，メタアナリシスでは，EE が再発に及て行う経済的援助が大きい38），家族が就労していぼす影響のエフェクトサイズは，うつ病性障害のる24）などの社会人口統計学的要因や，家族へのほうが統合失調症よりも大きいとされている6）．

ソーシャルサポートなど家族を取り巻く環

また，親の EE が思春期の双極性障害患者の自殺

境21,27,38）などが挙げられている．また家族へのイ念慮に影響するという報告もあり11），気分障害患

ンタビュー調査による研究では，家族の性別によ者の家族の EE を高める要因を検討することにより負担を感じる内容が異なること4,25），女性配偶り，患者の経過を改善する手がかりが得られる可者はその他の属性の家族よりも負担感が高く，育能性がある．

児や家事の負担が大きいこと17,24）などが報告され

6）

20,28,31）

気分障害患者の家族の EE と関連する要因としている．

て，これまでに家族の負担と抑うつについての研一方，家族の負担に影響を及ぼす患者側の要因究が行われている．Perlick, D. A. らは双極性障としては，患者が無職である12）という社会人口統

害患者とその家族を対象とした大規模な縦断的な計学的な要因に加え，患者の診断が双極性障害で研究を行い，家族の負担が EE に影響を及ぼし，ある7,18），患者の発症年齢が若い8），過去 2 年間のEE を媒介として患者の経過に影響を与えると報入院回数が多い38）などの臨床的な要因が負担の大告した ．また双極性障害患者を含む精神疾患患

きさと関連するという先行研究がある．また家族

者とその家族を対象とした横断研究で，家族の負が負担を感じる患者の症状として，過活動，イラ

担の大きさと高 EE が関連しているという報告がイラ，怒りっぽさ，浪費，言語的・身体的な攻撃あるほか22,34），双極性障害患者の家族の負担に関や暴力，性欲亢進や婚姻外の性的関係など，患者するレビュー論文において，家族の負担と EE がの軽躁傾向が負担をもたらすことが報告されてい関連する可能性が指摘されている ．さらに統合

る10,33,41）．

37）

34）

失調症患者とその家族44），認知症患者とその家

家 族 の 抑 う つ に 影 響 す る 要 因 に つ い て は，族43），薬物依存症患者とその家族23）など，気分障

Perlick ら40）が縦断的な研究を行い，ベースライン

害以外の患者とその家族を対象とした研究におい時の家族の負担の大きさと家族へのソーシャルサて，家族の負担の大きさと家族の高 EE の関連がポートの少なさは，6 ヵ月および 12 ヵ月後のフォ報告されている．これらの報告から，気分障害患

ローアップ時の抑うつのリスクファクターとなる者において，家族の負担が EE に影響を及ぼす可ことを報告している．

能性があると考えられる．

これらの報告をまとめると，気分障害患者の家

また Millman, Z. B. らは，家族自身に気分障害

族の負担と抑うつは家族の EE に影響を及ぼす可の遺伝負因があること，抑うつをはじめとする感能性がある．また家族の負担との関連が報告され情的ディストレスが高いことが，高 EE に寄与すている，家族と患者の年齢，性差，就労状況，子ると報告している ．さらに統合失調症，不安障どもの有無などの社会人口統計学的要因，患者の害，うつ状態の子どもの親を対象とした研究にお診断，罹病期間，入院歴，軽躁傾向などの臨床的30）酒 井・他：気分障害患者の女性配偶者における EE の関連要因

13

要因，そして家族へのソーシャルサポートといっ断（うつ病もしくは躁うつ病）について，女性配た環境的要因は，家族の負担を介して EE にも影偶者に尋ねた．

響を与える可能性がある．また，先行研究の知見は十分ではないが，これらの要因は家族の抑うつ

3）女性配偶者の EE
自記式質問紙であるFamily Attitude Scale（FAS）
日本語版15）を用いて，女性配偶者の批判的言辞とも関連する可能性もある．
そこで，本研究は，気分障害患者の家族のなか（Critical Comment：CC）について尋ねた．FAS

でも，先行研究において特に負担が大きいと報告

は 30 項目からなり，各項目について「いつもそうされている女性配偶者を対象としたインターネッ

だ」「たいていそうだ」「たまにそうだ」「まれにト調査を実施し，女性配偶者の EE に，女性配偶

そうだ」「ない」の 5 段階（0〜4 点）で評価する．

者の負担，抑うつ，およびこれらに影響を与える

高い得点ほど高 EE である傾向を表す．EE に関す要因がどのように関連しているかについて相関分る研究では，面接法を用いて，批判的言辞，情緒析およびパス分析を用いて探索的な検討を行った．

的巻き込まれ，敵意の 3 つの要因について評価することが一般的である．しかし，今回はインター

Ⅰ．方
1．対

法

象

ネット調査であったため，3 つの要因の 1 つである批判的言辞を自記式で評価できる FAS を用い

インターネット調査会社（Macromill，Inc，た．FAS は EE の面接評価法である Camberwell

Tokyo，Japan）の登録モニターのうち，①20 歳

Family Interview による批判的言辞の評価を外的から 65 歳の女性，②婚姻関係にあって同居する男基準としたとき，高い妥当性があることが検証さ性患者が医師によりうつ病もしくは躁うつ病と診れている15）．

断されている，現在も通院継続をしているという

4）女性配偶者の負担条件を満たす人に調査を依頼し，調査期間（2015

自記式質問紙である Zarit Caregiver Burden

年 11 月 28 日から 2015 年 11 月 30 日）に回答を得Interview（ZBI）日本語版 2）を用いて，家族の負担た 258 人を対象とした．

を尋ねた．ZBI は欧米で最も多く使用されている

回答開始にあたり，アンケートは匿名で行わ

介護負担尺度であり，日本語版は Arai, Y. ら2）にれ，結果は統計的に処理されること，調査への回

よって信頼性と妥当性が検討されている．ZBI は

答は任意であり，途中で回答をやめたくなったら

22 項目からなり，各項目について「まったく負担

やめてもかまわないことを明記した画面を表示しではない」から「非常に大きな負担である」まで

た．アンケートの回答をもって同意が得られたとの 5 段階（0〜4 点）で評価する．得点が高いほみなした．また本研究は研究の開始に先立ち，ど，負担が大きいことを表す．

NTT 東日本関東病院の倫理審査委員会の承認を

5）女性配偶者の抑うつ受けている（受付番号 15 55）．

NIMH Center for Epidemiologic Studies
Depression Scale（CES D）日本語版45）を用いて，

2．評価項目および尺度

家族の抑うつを評価した．CES D は 20 項目から

1）対象者（女性配偶者）の社会人口統計学的要因なり，各項目について，過去 1 週間に「まったく患者と同居する女性配偶者の年齢，就労状況ない」から「週のうち 5 日以上」までの 4 段階

（フルタイムで就労，パートタイムで就労，無職），（0〜3 点）で評価するものである．得点が高いほ

子どもの有無を尋ねた．

ど抑うつ的であることを表す．

2）患者の臨床的要因

6）女性配偶者のソーシャルサポート

アンケートに回答した女性配偶者と同居する患

Social Support Questionnaire（SSQ）日本語版16）者の年齢，就労状況，初診時年齢，入院回数，診を用いて，女性配偶者が知覚したソーシャルサ

精 神 経 誌（2020）122 巻 1 号

14

ポート源の数（SSQ N）と満足度（SSQ S）を尋としたとき，感度 79.99％，特異度 65.30％で単極ねた．SSQ N は「あなたを支えてくれる人のおお性のうつ病性障害と双極性障害を判別することがよその人数」を尋ね，人数が多いほどソーシャル

示されており，双極性障害のスクリーニング検査

サポート源の数が多い，すなわちソーシャルサ

として一定の有用性がある．家族などの他者が評

ポートネットワークのサイズが大きいことを表

価する HCL 33 EA についてのカットオフの検討

す．また SSQ S は，SSQ N で挙げた「支えてくは行われていないが，本人が評価する HCL 33 とれる人たち」からの支えについてどのくらい満足

一定の一致率もしくは相関を示すこと，一定の内しているかを非常に満足から非常に不満までの 6的整合性を示すことから，患者の軽躁傾向のスク段階（1〜6 点）で尋ねるものであり，得点が高い

リーニング尺度として一定の有用性があると報告ほど不満であることを表す．

されている13,26）．

7）患者の軽躁傾向に関する女性配偶者の認識

そこで本研究では，原著者の許可を得たうえ

先行研究では，患者の軽躁傾向を Social Behav-

で，心理尺度の開発にかかわったことのある 3 人

ior Assessment Schedule（SBAS）という半構造の日本人研究者（2 人の精神科医，1 人の臨床心理化面接で評価している．本研究は自記式調査であ士）および 1 人の日本語に堪能な英語ネイティブ

り，面接による評価を行うことができないため，

スピーカーが協議して，HCL 33 EA を翻訳し，家族の評価によって患者の軽躁傾向をスクリーニ

これを逆翻訳して原著者の意見を求め，一部の日

ングすることを目的として，Angst, J. により開本語表現と回答形式について，原著者と協議のう発された自記式質問紙である 33 item Hypomania

えで調整し，最終の HCL 33 EA 日本語版を作成

Check List 33 External Assessment（HCL 33

し，これを対象者が同居する患者の軽躁傾向の指を用いた．

13,26）

EA）

標として用いた．

HCL 33 EA では軽躁傾向を表す 33 の項目について，家族に「ある」「ない」「わからない」の三

3．分析方法

択で回答を求める．
「ある」のとき 1 点，「ない」

①各尺度の内的整合性について検討を行った．

もしくは「わからない」のとき 0 点とし，得点が②女性配偶者および患者の要因と，女性配偶者の高いほど家族が認識する軽躁傾向が高い．

EE，負担，抑うつの関連を明らかにするため

HCL 33 EA は，2005 年に Angst1）が作成し，に，Pearson の積率相関係数を算出し，相関分軽躁状態のスクリーニング尺度として世界で広く析を行った．カテゴリカル変数である就労状使用されている HCL 32 の改訂版である HCL況，子どもの有無，診断，入院歴については，

33 の他者評価版である．HCL 33 EA は，家族
14）

ダミー変数を用いた．

などの他者が，「患者が高い（ハイな）状態」で③女性配偶者の EE，負担，抑うつの間の関連をあった時期を想起し，普段よりも「睡眠を必要と明らかにするために，Pearson の積率相関係数しない」「より速く運転する，または危ない運転を算出し，相関分析を行った．

をしがちになる」「お金を使う，または使いすぎ④最後に，相関分析で女性配偶者の負担および抑る」などの 33 項目の状態があったかどうかを問う

うつと有意な関連が認められた要因が，女性配ものである．回答は「ある」「ない」「わからない」

偶者の EE に影響を及ぼす経路について，パスの三択であり，「ある」と回答した場合に 1 点，解析による探索的な分析を行った．統計解析に「ない」「わからない」と回答した場合 0 点と採点は IBM SPSS Statistics 24 および IBM SPSS

し，合計得点を算出する．

Amos 24 を用いた．

本人が評価する HCL 32 についてのシステマ
ティックレビュー29）では，カットオフ値を 14/15

酒 井・他：気分障害患者の女性配偶者における EE の関連要因
表1
女性配偶者の特徴

15

対象者の特徴および尺度得点

年齢
子ども有無
就労状況

あり
なし
職業あり（フルタイム）
職業あり（パートタイム）
無職

FAS
ZBI
CES D
SSQ N
SSQ S

Mean

SD

45.0

8.4

N

％

157
101
57
85
116

60.9
39.1
22.1
32.9
45.0

Mean

SD

46.4
50.0
20.0
15.6
16.1

26.2
19.3
12.4
8.2
8.3

Mean

SD

46.4
38.3
8.9
9.3

9.1
9.7
7.5
7.0

N

％

188
29
41
202
56
66
192

72.9
11.2
15.9
78.3
21.7
25.6
74.4

同居する男性患者の特徴

年齢
初診時年齢
罹病期間
HCL 33 EA
就労状況

職業あり（フルタイム）
職業あり（パートタイム）
無職
うつ病性障害
双極性障害
あり
なし

診断
入院歴

FAS：Family Attitude Scale, ZBI：Zarit Caregiver Burden Interview, CES‒D：NIMH Center for Epidemiologic Studies‒Depression
Scale, SSQ‒N：Social Support Questionnaire‒Number, SSQ‒S：
Social Support Questionnaire‒Satisfaction, HCL‒33‒EA：33‒item
Hypomania Check List‒External Assessment

Ⅱ．結果

1．女性配偶者および同居する患者の基本的特徴（表 1）（32.9％），就労していない人が 116 人（45.0％）であった．157 人（60.9％）に子どもがいた．
同居する患者の平均年齢は 46.4 歳（SD＝9.1）で女性配偶者および同居する患者の基本的特徴をあり，フルタイムで勤務する人が 188 人（72.9％），

表 1 に 示 す． 女 性 配 偶 者 の 平 均 年 齢 は 45.0 歳

パートタイムで勤務する人が 29 人（11.2％），就（SD＝8.4）であり，フルタイムで勤務する人が 57

労していない人が 41 人（15.9％）であった．女性

人（22.1％），パートタイムで勤務する人が 85 人

配 偶 者 が 報 告 し た 主 治 医 に よ る 診 断 は 202 人

精 神 経 誌（2020）122 巻 1 号

16
表2

女性配偶者および同居する男性患者の特徴と配偶者の EE，負担，抑うつ傾向の相関分析
女性配偶者の特徴
EE
（FAS）

負担
（ZBI）

抑うつ
（CES D）

フルタイムで就業
パートタイムで就業
無職
子ども有無（なし＝0，あり＝1）

0.06
−0.04
−0.01
0.05
0.21＊＊

−0.03
−0.05
−0.02
0.05
0.09

0.001
−0.10
−0.11
0.19＊＊−0.06

配偶者へのソーシャルサポート
ソーシャルサポート源の数（SSQ N）
ソーシャルサポート満足度（SSQ S）−0.31＊＊
0.33＊＊−0.21＊＊
0.29＊＊−0.33＊＊
0.26＊＊

EE
（FAS）

負担
（ZBI）

抑うつ
（CES D）

0.11−0.13＊
0.02
0.14＊
0.11
0.03
0.07
0.10
0.14＊

0.04
−0.10
−0.04
0.16＊
0.03
0.01
0.07
0.15＊
0.15＊

0.01
−0.03
0.01
0.03
0.02
−0.03
0.06
0.08
0.09

年齢
就労状況

同居する男性患者の特徴

年齢
就労状況

フルタイムで就業
パートタイムで就業
無職
診断（うつ病性障害＝0，双極性障害＝1）
初診時年齢
罹病期間
入院歴（なし＝0，あり＝1）
患者の軽躁傾向（HCL 33 EA）＊
P＜0.05，＊＊P＜0.01
EE：Expressed Emotion, FAS：Family Attitude Scale, ZBI：Zarit Caregiver BurdenInterview, CES‒D：NIMH Center for Epidemiologic Studies‒Depression Scale, SSQ‒
N：Social Support Questionnaire‒Number, SSQ‒S：Social Support Questionnaire‒
Satisfaction, HCL‒33‒EA：33‒item Hypomania Check List‒External Assessment（78.3％）がうつ病性障害，56 人（21.7％）が双極

3．社会人口統計学的変数および臨床的変数と，性障害であった．初診時年齢は平均 38.3 歳（SD＝女性配偶者の EE，負担，抑うつの尺度得点9.7），罹病期間は平均 8.9 年（SD＝7.5），入院歴がの相関分析（表 2）ある患者は 66 人（25.6％）であった．

表 2 に示すように，女性配偶者の EE は，患者の就労状況や軽躁傾向と非常に弱いが有意な相関

2．尺度の内的整合性と基準関連妥当性があり，患者がフルタイムで就業していると EE

各尺度の Cronbach のα係数を算出したとこは低く（r＝−0.13，P＜0.05），患者が無職であり

ろ，FAS のα係数は 0.96，ZBI のα係数は 0.95，（r＝0.14，P＜0.05），軽躁傾向が高い（r＝0.14，

CES D のα係数は 0.91，SSQ N のα係数は 0.95，

P＜0.05）と EE が高い傾向が認められた．また子SSQ S のα係数は 0.98，HCL 33 EA のα係数はどもがおり（r＝0.21，P＜0.01），ソーシャルサ

0.90 であった．

ポート源の数が多いと EE は低く（r＝−0.31，P＜0.01），ソーシャルサポートに対する満足度が低いほど（r＝0.33，P＜0.01）EE が高い傾向が認め酒 井・他：気分障害患者の女性配偶者における EE の関連要因
表3

17

女性配偶者の負担，抑うつ，EE の相関分析

女性配偶者の負担（ZBI）
女性配偶者の抑うつ（CES D）

負担
（ZBI）

抑うつ
（CES D）

EE
（FAS）

―

0.39＊
―

0.67＊
0.42＊

＊

P＜0.01ZBI：Zarit Caregiver Burden Interview, CES D：Center for Epidemiologic Studies Depression Scale, FAS：Family Attitude Scaleられた．

5．女性配偶者の負担，抑うつ，女性配偶者と患

女性配偶者の負担は，患者の就労状況，軽躁傾者の社会人口統計学的要因，患者の臨床的向，入院歴と非常に弱いが有意な相関があり，患要因，女性配偶者のソーシャルサポートが者が無職であり（r＝0.16，P＜0.05），軽躁傾向がEE に及ぼす影響についてのパス解析

高く（r＝0.15，P＜0.05），入院歴があるほど（r＝

女性配偶者の負担，抑うつ，そしてこれらと相0.15，P＜0.05），高い傾向があった．また女性配関分析で有意な関連が認められた女性配偶者と患偶者の負担とソーシャルサポートには有意な弱い者の社会人口統計学的要因，患者の臨床的要因，相関が認められ，女性配偶者のソーシャルサポー

ソーシャルサポートに関する環境的要因が，女性

ト源の数が多いほど負担は小さく（r＝−0.21，P

配偶者の EE に直接的に，もしくは間接的に影響＜0.01），ソーシャルサポートに対する満足度が低を及ぼすというモデルを作成し，パス解析による

いほど（r＝0.29，P＜0.01），女性配偶者の負担が探索的な分析を行った（図 1）．データのモデルへ大きい傾向が認められた．

の適合度は GFI＝0.97，AGFI＝0.95，RMSEA＝

女性配偶者の抑うつは，女性配偶者自身の就労

0.038 であった．さらに図 1 のモデルから有意ではの有無と，有意な非常に弱い相関が認められたなかったパスを削除したところ図 2 のようになっ（r＝0.19，P＜0.01）．またソーシャルサポート源

た． こ の 最 終 モ デ ル の 適 合 度 は GFI＝0.97，の数が多いほど抑うつは低く（r＝−0.33，P＜

AGFI＝0.95，RMSEA＝0.036 であった．

0.01），ソーシャルサポートに対する満足度が低い

最終モデルにおいて，女性配偶者の負担を大きほど（r＝0.26，P＜0.01），抑うつが高まる傾向がくする要因として，患者が無職である（β＝0.12，

認められた．

P＜0.05），入院歴がある（β＝0.15，P＜0.05），軽躁傾向が高い（β＝0.14，P＜0.05），ソーシャル

4．女性配偶者の負担，抑うつ，EE の関連についての相関分析（表 3）
女性配偶者の負担は，女性配偶者の抑うつと有サポートへの満足度が低い（β＝0.30，P＜0.001）
ことが挙げられ，これらの要因により女性配偶者の負担の分散の 15％が説明された（R2＝0.15）．

意な弱い相関（r＝0.39，P＜0.01），EE と有意な女性配偶者の抑うつを高める要因として，女性中程度の相関（r＝0.67，P＜0.01）があり，負担が配偶者の負担が大きい（β＝0.33，P＜0.001），女

大きいほど抑うつや EE が高い傾向が認められ性配偶者が無職である（β＝0.15，P＜0.01），ソー

た．また女性配偶者の抑うつは EE と有意な中程

シャルサポート源の数が少ない（β＝−0.25，P＜度の相関があり（r＝0.42，P＜0.01），女性配偶者

0.001）ことが挙げられ，これらの要因により女性の抑うつが高いと EE が高い傾向が認められた．

配偶者の抑うつの分散の 23％が説明された（R2＝0.23）．
女性配偶者の EE を高める要因として，女性配精 神 経 誌（2020）122 巻 1 号

18
0.19＊＊＊

子どもあり

EE

R2＝0.520.15

0.54＊＊＊

＊＊

－0.14

＊＊

0.32＊＊＊

女性配偶者
R2＝0.23 の抑うつ

0.07

0.03

－0.06

－0.24＊＊＊

0.15＊＊

0.27＊＊＊
ソーシャル
サポート満足度

ソーシャル
サポート数

女性配偶者が
無職

女性配偶者
の負担
R2＝0.15

0.06
0.15＊
軽躁傾向
（HCL－33－EA）

0.11＊
患者が無職

0.14＊
入院歴
あり

GFI＝0.97, AGFI＝0.95, RMSEA＝0.038－0.49

図 1 女性配偶者の EE，負担，抑うつ，関連する要因のパス解析
P＜0.05，＊＊P＜0.01，＊＊＊P＜0.001，有意ではないパスは点線で示した．

＊

0.19＊＊＊

子どもあり

EE

R2＝0.51
0.56＊＊＊

0.16＊＊＊
0.33
女性配偶者の抑うつ R2＝0.23＊＊＊

0.15＊＊－0.25＊＊＊

女性配偶者が無職－0.16＊＊＊ 0.30＊＊＊

ソーシャル
サポート数

ソーシャル
サポート満足度

女性配偶者の負担
R2＝0.15

0.14＊
軽躁傾向（HCL－33－EA）

0.12＊
患者が無職

0.15＊
入院歴
あり

GFI＝0.97, AGFI＝0.95, RMSEA＝0.036
図2

女性配偶者の EE，負担，抑うつ，関連する要因のパス解析（有意ではないパスを削除）＊
P＜0.05，＊＊P＜0.01，＊＊＊P＜0.001

偶者の負担（β＝0.56，P＜0.001）や抑うつ（β＝の家族に関する大規模研究である STEP BD によ0.16，P＜0.001）が寄与していた．また，これとる先行研究35〜38）の対象者となった家族の特徴とは独立に，子どもがいる（β＝0.19，P＜0.001），

比較すると，平均年齢は 45.0 歳とやや若く，就業

ソーシャルサポート源の数が少ない（−0.16，P＜

率は 6 割程度とやや低めである．これは本研究の0.001）ことが女性配偶者の EE の高さに寄与して対象者が女性配偶者であることと関連しているといた．これらの要因により女性配偶者の EE の分思われる．また対象者と同居している患者の平均

散の 51％が説明された（R ＝0.51）．

年齢は 46.4 歳であった．患者のうち，フルタイム

2で就業している人が全体の 7 割程度であった．患察Ⅲ．考者の診断は，うつ病性障害が 8 割，双極性障害が1．女性配偶者と患者の特徴

2 割であり，双極性障害のみを対象とした先行研

本研究の対象者の特徴を，双極性障害患者とそ究との結果を比較する際には，診断の割合の違い

酒 井・他：気分障害患者の女性配偶者における EE の関連要因に留意する必要がある．

19

ソーシャルサポート源の数が少ないこと，ソーシャルサポートへの満足度が低いことは女性配偶

2．女性配偶者の負担に寄与する要因

者の負担の大きさと関連していた．気分障害患者

相関分析およびパス解析の結果では，患者およの家族の負担とソーシャルサポートとの関連を検び女性配偶者の社会人口統計学的変数のうち，患討した研究21,27,38）では，主観的，心理的なソー者が無職であることが有意に女性配偶者の負担をシャルサポートの多さと家族の負担の小ささが関大きくしていた．これは気分障害患者の配偶者を連すると報告されており，今回の結果はこれと一対象とした研究において，患者が無職であること致している．

が配偶者の負担の大きさと関連する12），家族の客本研究では，患者の診断は女性配偶者の負担に観的な負担と患者が無職であることが関連す

有意な影響を示さない一方，HCL 33 EA を用いる ，患者の職業機能の低さが家族の負担を高めて評価した患者の軽躁傾向に関する女性配偶者のる41）という報告と一致している．その一方で，認識と患者の入院歴が女性配偶者の負担と関連しPerlick ら の研究では，患者の就労状況と家族のていた．この結果は一見，矛盾するように思われ負担との間に有意な関連は認められておらず，るが，本研究の対象者となった女性配偶者は「双

35）

38）

Bauer, R. ら は，就労している患者の家族のほう極性障害である」というラベル（診断）によってが負担が大きいと報告している．これらの先行研

負担を感じているのではなく，同居する生活のな

究では家族のうち配偶者が半数以下であったといかで体験する軽躁傾向により負担を感じているこう対象者の違い，Bauer らの研究は半構造化面接とを示しているのではないかと考えられる．半構による調査であったという調査方法の違い，そし造化面接を用いた先行研究においても，過活動，て精神障害者に対する社会保障が各国で異なるこ

イライラ，浪費，性欲の亢進などの軽躁傾向によとが，先行研究間の，そして本研究と先行研究とる行動が家族にとって負担となるという報告があの結果の不一致に影響している可能性がある．

り，本研究の結果はこれと一致している10,33,41）．

4）

また患者が失職することが，女性配偶者の負担

一方，先行研究7,18,34）では，一貫して双極性障害に影響を及ぼす理由として，患者が職を失うこと

患者の家族はうつ病性障害の家族よりも負担が大で，女性配偶者が職を得て働かざるを得なくなる

きいことが示されている．本研究は，患者の診断という関連があることが考えられるが，本研究のについての客観的な情報がないという限界がある

対象者においては，男性の就労状況と女性の就労ことが，先行研究の結果との不一致に影響してい状況に統計的に有意な関連は認められなかった．

る可能性がある．今後，患者の診断および患者の患者が無職となることが，どのようなプロセスで症状について，客観的な評価を行い，さらに検討

配偶者の負担に影響を及ぼすのかについては，今していく必要がある．

後のさらなる検討を要する．

患者の入院と家族の負担については，過去 2 年

Perlick ら は，家族の年齢が低いと家族の負担の入院回数が客観的な家族の負担の高さと関連すが大きいと報告しているが，本研究では女性配偶るという先行研究36）がある一方，入院回数，入院者の年齢と負担には有意な関連が認められなかっ

日数と家族の負担との間に有意な関連が示されてた．Perlick ら の研究対象者となった家族のう

いない先行研究もある4,38）．今回の結果では，患者

ち，配偶者は 36.4％にすぎないこと，配偶者のほに入院歴があると女性配偶者の負担が大きいというが負担が大きく，親よりも配偶者のほうが年齢う結果であったが，今後の検討を要する．

38）

38）

が若い傾向があることが，結果の食い違いに影響している可能性があるが，これについても今後の3．女性配偶者の抑うつに寄与する要因検討を要する．

女性配偶者の抑うつには，女性配偶者の負担，

精 神 経 誌（2020）122 巻 1 号

20

女性配偶者が無職であること，ソーシャルサポー

していた．気分障害患者の家族に対するソーシャ

ト源の数の少なさ，ソーシャルサポートに対するルサポートと EE の関連についての先行研究はな

満足度の低さが有意に関連していた．パス解析にい が， 統 合 失 調 症 患 者 の 家 族 を 対 象 と し た 研

おいても，女性配偶者の負担，女性配偶者が無職

究42），および認知症患者の家族を対象とした研究であること，ソーシャルサポート源の数の少なさ

では43），ソーシャルサポートが乏しいほど高 EEが，女性配偶者の抑うつを有意に高めていた．先となりやすいことが報告されている．気分障害患

行研究において，家族の負担は抑うつのリスク者の女性配偶者においても，友人，家族，医療関ファクターであることが報告されており係者など，女性配偶者がさまざまなサポート源を，

36,38,39）

もつことは，EE を低くする可能性がある．

今回の結果はこれと一致するものであった．
本研究の結果では，女性配偶者自身が就労して本研究においては，子どもがいることが他の要いないことと抑うつの間に関連が認められたが，因とは独立に，女性配偶者の EE に影響を及ぼし

Perlick ら40）は家族自身の就労状況と家族の抑うていた．双極性障害患者とその配偶者に対するイつには有意な関連はなかったと報告しており，家ンタビュー調査を行った研究17）では，配偶者が患族の就労状況と抑うつの関連については，今後の者のケア，家事，育児を一人でこなさなければな

検討を要する．

らないと感じていることを報告している．また
Perlick ら38）は，患者が家事や育児など家族内の役

4．女性配偶者の EE に寄与する要因

割を果たせないと，家族が果たすべき役割が多く

相関分析において，女性配偶者の EE の高さとなり負担が大きくなりやすいと述べている．今回有意な関連が認められたのは，女性配偶者の負担の子どもがいると女性配偶者の EE が高まるといと抑うつ，患者が無職，子どもの有無，患者の軽う結果は，これらの報告と矛盾しないと考えられ

躁傾向，ソーシャルサポート源の数の少なさ，る．

ソーシャルサポートに対する満足度の低さであった．

5．知見のまとめパス解析では，患者の就労の有無や軽躁傾向，

今回の知見をまとめると，これまでの報告と一ソーシャルサポートに対する満足度のパスは有意致する，または矛盾しないものとして，女性配偶ではなくなり，これらは女性配偶者の負担を介し者の負担および抑うつが EE を高くする，患者がて，EE の高さに寄与するという経路で関連して就労していない・入院歴がある，女性配偶者が患いた．女性配偶者の就労の有無は，女性配偶者の者の軽躁傾向を認識していると女性配偶者の負担

抑うつを介して，EE の高さに寄与していた．

は大きい，女性配偶者がソーシャルサポートに満女性配偶者の負担や抑うつの EE への寄与につ足していると負担が小さく，女性配偶者へのソー

いては，女性配偶者の負担が抑うつを介して間接

シャルサポート源の数が多いと女性配偶者の抑う

的に EE に寄与するパスと，抑うつを介さずに直つが低いという結果が得られた．一方，これまで

接 EE に寄与するパスがともに有意であった．こ報告されていない知見としては，女性配偶者が就の結果は，家族の負担は家族の EE の高さと関連労していないと女性配偶者の抑うつを高める，まする，家族の負担が家族の抑うつを予測すた子どもがいることが EE を高めるという結果がる ，家族の抑うつが EE の高さと関連する と示された．家族の EE，負担，抑うつの関連，おいう先行研究の結果と一致している．

よびこれらに影響を与える要因については，まだ

22,37）

40）

30）

また本研究においては，ソーシャルサポート源の数は，女性配偶者の負担，女性配偶者の抑うつとは独立に，女性配偶者の EE に直接影響を及ぼ知見が確定していない面も多く，今後，臨床群などを対象とした調査による検討を要する．

酒 井・他：気分障害患者の女性配偶者における EE の関連要因

21

6．本研究の限界

は大きくなる，③女性配偶者がソーシャルサポー

本研究の最も大きな限界は，インターネット調

トに満足していると女性配偶者の負担が小さく，査であるために，患者の診断や症状などについて

女性配偶者へのソーシャルサポート源の数が多い

客観的な情報が得られていないことである．ただと女性配偶者の抑うつが低いという結果が得られし，家族の EE，負担，抑うつには，患者の診断た．

や症状に関する客観的な情報とともに，家族がこ

また新しく可能性が示唆された知見として，①

れらについて主観的にどう認識しているかが影響

女性配偶者が就労していないと女性配偶者の抑うする可能性があり，今回の分析が臨床的に意味がつが高まる，②子どもがいると女性配偶者の EE

ないとはいえない．

が高まる，という結果が得られた．

インターネット調査会社のモニターを用いた調気分障害患者の家族の負担，抑うつ，EE を高査では，調査協力者が最小限の努力で効率よく調める要因について，今後，臨床データを用いてさ査協力による利益を得るために，問題をきちんとらに検討を行うことには意義があると思われる．

読まずに回答する傾向（satisfice 傾向）が高頻度で認められることが報告されており32），回答の信
頼性の保証について限界がある．
また患者の軽躁傾向による行動の評価に用いた本研究は JSPS 科研費 17K04440 の助成を受けた．
なお，本論文に関連して開示すべき利益相反はない．

HCL‒33‒EA の日本語版の信頼性，妥当性につい文

献ては，まだ確認が行われていない．さらに，配偶1）Angst, J., Adolfsson, R., Benazzi, F., et al.：The者の負担には患者の精神症状の内容や重症度が関HCL 32：towards a self assessment tool for hypomanic

連する可能性があるが，本研究は女性配偶者のみ

symptoms in outpatients. J Affect Disord, 88 （2）；217

を対象としたインターネット調査であるため，患者の精神症状についての客観的な情報は得られな
かった．今後，臨床データ，もしくは家族会の参加者などを対象として，患者の精神症状を客観的に評価したうえで，本研究で得られた要因が女性
および男性配偶者の負担，抑うつ，EE に及ぼす影響について検討する必要がある．
さらに本研究の EE 評価に用いた自記式尺度で233, 20052）Arai, Y., Kudo, K., Hosokawa, T., et al.：Reliability and validity of the Japanese version of the Zarit Caregiver Burden interview. Psychiatry Clin Neurosci, 51（5）；281 287, 19973）Arciszewska, A. I., Siwek, M., Dudek, D.：Caregiving burden and psychological distress among spousesof bipolar patients comparative analysis of subtypeⅠ
and Ⅱ. Psychiatr Pol, 49（6）；1289 1302, 2015

ある FAS は，批判的言辞，情緒的巻き込まれ，

4）Bauer, R., Gottfriedsen, G. U., Binder, H., et al.：

敵意という EE の 3 要因のうち，批判的言辞のみ

Burden of caregivers of patients with bipolar affectiveを評価するものである．EE の他の要因については，異なる要因が影響している可能性があるた
め，今後の検討が必要である．
お わ り に
今回の研究では過去の報告と一致する知見として，①気分障害患者の女性配偶者の負担および抑disorders. Am J Orthopsychiatry, 81（1）；139 148, 20115）Brown, G. W., Birley, J. L., Wing, J. K.：Influenceof family life on the course of schizophrenic disorders：areplication. Br J Psychiatry, 121（562）；241 258, 1972
6）Butzlaff, R. L., Hooley, J. M.：Expressed emotion
and psychiatric relapse：a meta analysis. Arch Gen Psychiatry, 55（6）；547 552, 1998
7）Chakrabarti, S., Kulhara, P., Verma, S. K.：Extent

うつは EE を高める，②患者が無職である，入院and determinants of burden among families of patients歴があるという特徴をもち，女性配偶者が患者のwith affective disorders. Acta Psychiatr Scand, 86（3）；軽躁傾向を認識しているほど，女性配偶者の負担

247 252, 1992

精 神 経 誌（2020）122 巻 1 号

228）Coville, A. L., Miklowitz, D. J., Taylor, D. O., etal.：Correlates of high expressed emotion attitudes

bition：associations with maternal anxiety disorder. J Am
Acad Child Adolesc Psychiatry, 36（7）；910 917, 1997

among parents of bipolar adolescents. J Clin Psychol, 64（4）；438 449, 20089）Domínguez Martínez, T., Medina Pradas, C.,20）Hooley, J. M.：Expressed emotion and relapse ofpsychopathology. Annu Rev Clin Psychol, 3；329 352,
2007

Kwapil, T. R., et al.：Relativesʼ expressed emotion, dis-

21）Hsiao, C. Y.：Family demands, social support andtress and attributions in clinical high risk and recent

caregiver burden in Taiwanese family caregivers living

onset of psychosis. Psychiatry Res, 247；323 329, 201710）Dore, G., Romans, S. E.：Impact of bipolar affec-

with mental illness：the role of family caregiver gender.
J Clin Nurs, 19（23 24）；3494 3503, 201022）Koutra, K., Simos, P., Triliva, S., et al.：Linking

tive disorder on family and partners. J Affect Disord, 67（1 3）；147 158, 2001

family cohesion and flexibility with expressed emotion,11）Ellis, A. J., Portnoff, L. C., Axelson, D. A., et al.：family burden and psychological distress in caregivers of

Parental expressed emotion and suicidal ideation in ado-patients with psychosis：a path analytic model. Psychia-

lescents with bipolar disorder. Psychiatry Res, 216（2）；try Res, 240；66 75, 2016

213 216, 201423）Kronenberg, L. M., Goossens, P. J., van Bussch-12）Fadden, G., Bebbington, P., Kuipers, L.：Caring

bach, J. T., et al.：Burden and expressed emotion of care-and its burdens. A study of the spouses of depressedgivers in cases of adult substance use disorder with andpatients. Br J Psychiatry, 151；660 667, 1987

without attention deficit/ʰyperactivity disorder or autism13）Fang, M., Wang, Y. Y., Feng, Y., et al.：Exploration of the psychometric properties of the 33 item Hypo-

spectrum disorder. Int J Ment Health Addict, 14；49 63,
201624）Kumar, K., Gupta, M.：Clinical and socio demo-mania Checklist external assessment（HCL 33 EA）.
J Affect Disord, 245；987 990, 201914）Feng, Y., Xiang, Y. T., Huang, W., et al.：The 33
item Hypomania Checklist（HCL 33）：a new self com-graphic determinants of psychological health and burdenin family caregivers of patients with unipolar depression.
Asian J Psychiatr, 9；51 56, 201425）Lam, D., Donaldson, C., Brown, Y., et al.：Burden

pleted screening instrument for bipolar disorder. J Affect
Disord, 190；214 220, 201615）Fujita, H., Shimodera, S., Izumoto, Y., et al.：Fam-and marital and sexual satisfaction in the partners ofbipolar patients. Bipolar Disord, 7（5）；431 440, 2005

ily attitude scale：measurement of criticism in the rela-

26）Lojko, D., Dudek, D., Angst, J., et al.：The 33

tives of patients with schizophrenia in Japan. Psychiatry

item Hypomania Checklist（HCL 33）：a study of theRes, 110（3）；273 280, 2002

consistency between self and external assessments in16）Furukawa, T. A., Harai, H., Hirai, T., et al.：Social
Support Questionnaire among psychiatric patients with

Polish bipolar patients. Psychiatr Pol, 50（6）；1085 1092,
201627）Magliano, L., Orrico, A., Fiorillo, A., et al.：Familyvarious diagnoses and normal controls. Soc Psychiatry
Psychiatr Epidemiol, 34（4）；216 222, 199917）Granek, L., Danan, D., Bersudsky, Y., et al.：Living with bipolar disorder：the impact on patients,

burden in bipolar disorders：results from the Italian
Mood Disorders Study（IMDS）. Epidemiol Psichiatr Soc,
18（2）；137 146, 200928）McCleary, L., Sanford, M.：Parental expressed

spouses, and their marital relationship. Bipolar Disord, 18（2）；192 199, 2016

emotion in depressed adolescents：prediction of clinical18）Heru, A. M., Ryan, C. E.：Burden, reward andcourse and relationship to comorbid disorders and social

family functioning of caregivers for relatives with moodfunctioning. J Child Psychol Psychiatry, 43（5）；587 595,

disorders：1 year follow up. J Affect Disord, 83（2 3）；

2002

221 225, 2004

29）Meyer, T. D., Schrader, J., Ridley, M., et al.：The

19）Hirshfeld, D. R., Biederman, J., Brody, L., et al.：Hypomania Checklist（HCL）：systematic review of its

Expressed emotion toward children with behavioral inhi-

properties to screen for bipolar disorders. Compr Psychi-酒 井・他：気分障害患者の女性配偶者における EE の関連要因
atry, 55（5）；1310 1321, 201430）Millman, Z. B., Weintraub, M. J., Miklowitz, D. J.：

23

Systematic Treatment Enhancement Program for Bipolar
Disorder. Bipolar Disord, 9（3）；262 273, 2007

Expressed emotion, emotional distress, and individual and39）Perlick, D. A., Rosenheck, R. A., Miklowitz, D. J.,

familial history of affective disorder among parents of

et al.：Caregiver burden and health in bipolar disorder：adolescents with bipolar disorder. Psychiatry Res, 270；

a cluster analytic approach. J Nerv Ment Dis, 196（6）；656 660, 2018484 491, 200831）M i n o , Y . , S h i m o d e r a , S . , I n o u e , S . , e t a l .：40）Perlick, D. A., Berk, L., Kaczynski, R., et al.：Expressed emotion of families and the course of mood

Caregiver burden as a predictor of depression among

disorders：a cohort study in Japan. J Affect Disord, 63family and friends who provide care for persons with

（1 3）
；43 49, 2001

bipolar disorder. Bipolar Disord, 18（2）；183 191, 201632）三浦麻子，小林哲郎：オンライン調査モニタの41）Reinares, M., Vieta, E., Colom, F., et al.：What

Satisfice に関する実験的研究．社会心理学研究，31（1）；really matters to bipolar patientsʼ caregivers：sources of

1 12，2015

family burden. J Affect Disord, 94（1 3）；157 163, 200633）Mueser, K. T., Webb, C., Pfeiffer, M., et al.：Fam-42）Sadath, A., Muralidhar, D., Varambally, S., et al.：ily burden of schizophrenia and bipolar disorder：per-

Do stress and support matter for caring? The role of per-ceptions of relatives and professionals. Psychiatr Serv, 47

ceived stress and social support on expressed emotion of（5）；507 511, 1996

carers of persons with first episode psychosis. Asian J34）Ogilvie, A. D., Morant, N., Goodwin, G. M.：The

Psychiatr, 25；163 168, 201743）Safavi, R., Berry, K., Wearden, A.：Expressedburden on informal caregivers of people with bipolar disorder. Bipolar Disord, 7（Suppl 1）；25 32, 2005
35）Ostacher, M. J., Nierenberg, A. A., Iosifescu, D. V.,
et al.：Correlates of subjective and objective burden

emotion in relatives of persons with dementia：a systematic review and meta analysis. Aging Ment Health, 21（2）；113 124, 2017

among caregivers of patients with bipolar disorder. Acta
Psychiatr Scand, 118（1）；49 56, 200844）Scazufca, M., Kuipers, E.：Stability of expressed
emotion in relatives of those with schizophrenia and its36）Perlick, D., Clarkin, J. F., Sirey, J., et al.：Burden

relationship with burden of care and perception ofexperienced by care givers of persons with bipolar affec-

patientsʼ social functioning. Psychol Med, 28（2）；453 461,

tive disorder. Br J Psychiatry, 175；56 62, 1999

199837）Perlick, D. A., Rosenheck, R. A., Clarkin, J. F., etal.：Impact of family burden and affective response on
clinical outcome among patients with bipolar disorder.
Psychiatr Serv, 55（9）；1029 1035, 200438）Perlick, D. A., Rosenheck, R. A., Miklowitz, D. J.,
et al.：Prevalence and correlates of burden among caregivers of patients with bipolar disorder enrolled in the45）島悟，鹿野達男，北村俊則：新しい抑うつ性自己評価尺度について．精神医学，27（6）；717 723，1985
46）Tompson, M. C., Pierre, C. B., Boger, K. D., et al.：Maternal depression, maternal expressed emotion, andyouth psychopathology. J Abnorm Child Psychol, 38（1）；105 117, 2010

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精 神 経 誌（2020）122 巻 1 号

24

Path Analysis of Expressed Emotion, Burden, Depression, and Related Factors among
Female Spouses of Patients with Mood Disorder：An Internet—based Survey

Yoshie SAKAI1）, Tsuyoshi AKIYAMA2）, Yuichiro ABE3）, Hisateru TACHIMORI4）
1）Department of Clinical Psychology, Faculty of Psychology, Atomi University2）Department of Neuropsychiatry, NTT Medical Center Tokyo
3）Ishiki Hospital4）Translational Medical Center, National Center of Neurology and Psychiatry

Expressed emotion（EE）of family members is known to affect the course of mood disorders. Therefore, exploration of factors that increase the EE of family members may lead to
improvement of the course of mood disorders. We conducted an Internet survey of 258 female
spouses of patients with mood disorder. Through path analysis, we examined the influence of
spousal burden and depression on EE, and the influence of age, employment status, presence ofchildren, duration of illness, history of hospitalization, hypomanic traits, and spousal social support on EE via burden and depression. As a result, spousal burden and depression were foundto significantly affect the level of EE. Patient unemployment, history of hospitalization, hypomanic traits, and spousal satisfaction with social support significantly affected the level of EE
via spousal burden. Spousal unemployment and fewer sources of social support significantly
affected the level of EE via spousal depression. The presence of children significantly affected
the level of EE independent of other factors. The effects of spousal burden and depression on
EE, those of patient unemployment, history of hospitalization, hypomania tendency, and social
support satisfaction on family burden, and those of the number of social support sources on
spousal depression are consistent with the findings of previous studies. This is the first reportof the influence of spousal unemployment on spousal depression and presence of children on
the level of EE. The relationships among EE, spousal burden, and depression, and the factors
influencing EE, spousal burden, and depression have yet to be confirmed. Further studies withclinical cases are required.
＜Authorsʼ abstract＞＜Keywords：mood disorder, expressed emotion, family, burden, path analysis＞