母子世帯と子どもへの虐待――抑うつの分析も含め――45

特集：小さな世帯の増加と社会保障

母子世帯と子どもへの虐待――抑うつの分析も含め――

山野

抄

良一＊

録

子ども虐待に関する統計調査において，父母がそろっている世帯と比較し，母子世帯などひとり親世
帯は虐待の発生率が高いことが指摘されている。しかし，そうした子ども虐待の発生率の高さに関して，母子世帯等における虐待発生につながる世帯状況や要因等がほかの世帯とどのように相違するかは，理論的にも統計的にも日本においては整理がついているとは言い難い状況にある。本稿では，まず虐待の発生につながる世帯状況等の相違を母子世帯と二親世帯の母親についてのクロス分析において明らかにし，さらに虐待発生の主要な発生要因とされ，また虐待と同様ふたつの家族類型において疾患率が異なるとされる抑うつの問題について，「生活と支え合いに関する調査」のデータを用い多変量解析を行っている。結果からは，所得などのSESと母親が家族・親族などから受けるサポート量がふたつの世帯類型における違いを説明する主な要因であることが伺えた。加えて，子どもの虐待の発生要因の理論的な整理とともに，母子世帯と二親世帯で子ども虐待や母親の抑うつの発生率になぜ差が出るのかについての理論的な検討も行っている。
キーワード：子ども虐待，抑うつ，SES，サポート，ロジスティック回帰分析
社会保障研究2017, vol. 2, no. 1, pp. 45-59.

によると，父のみの世帯は12.1％（実父のみと継

Ⅰ

問題の所在

父のみの合計），母のみの世帯は23.7％（実母のみと継母のみの合計）となり，合わせると35.8％に子ども虐待が日本において社会問題化してすで及んでいる（ともに祖父母の同居は不明）〔p.30〕。

に久しいが，子ども虐待に関する統計調査においまた，全国規模の調査としても，2008年に実施さて，ほかの世帯，特に父母がそろっている世帯とれた全国児童相談所長会による「全国児童相談所

比較し，ひとり親世帯は虐待の発生率が高いこと

における虐待の実態調査」のデータによれば，実が繰り返し指摘されている。

父 の み の 世 帯 は 5.0％（祖 父 母 同 居 を 含 め る と

例えば，5県27児童相談所において1992年1月か

6.3％）で あ り，実 母 の み の 世 帯 は 27.0％（同ら1994年末までに扱われ「社会福祉業務報告」に31.3％）と把握されている。あわせて32.0％（祖報告された419事例を分析した萩原・岩井（1998）

父 母 同 居 を 含 め る と，37.6％）と な る〔丸 山＊

名寄市立大学保健福祉学部教授

01-04_社会保障研究_【山野】_SK-1.smd Page 1

17/06/19 19:04 v3.40

46

社 会 保 障 研 究Vol. 2 No. 1（2009），p.142〕。一方，一般人口では子どものいつの家族類型において発生率が異なる，抑うつのる世帯（約1,215万）のうち，ひとり親と未婚の子

点からも分析を行う（分析2）。全体的な流れとしのみ世帯（核家族世帯）は，約82万（7.4％）でしては以下のようになる。①まず既に発表されていかなく（平成20年国民生活基礎調査），祖父母同居

る山野（2013）において分析された「全国児童相を含めても約146万世帯（平成23年全国母子世帯

談所における虐待の実態調査」の結果を基に分析

等実態調査。異なる調査，年度なので注意が必要

1について検討する。その中では，山野（2013）のであるが），約11.2％でしかない。子ども虐待の限界も指摘し分析2の必要性を論じる。②その上問題を抱える世帯におけるひとり親世帯の多さがで，通常の論文とは順番はやや前後するが，①の目立つ。

結果も受け，虐待の発生要因の理論的整理を行い

しかし，そうした子ども虐待の発生率の高さにながら，なぜひとり親世帯で発生しやくなるかを関連して，ひとり親世帯における虐待発生につな考察する。さらには分析2で行う抑うつについて，がる世帯状況や要因等がほかの世帯とどのように虐待との関連性，世帯類型によって発生率がなぜ相違するかは，理論的にも統計的にも日本におい異なるのかを米国の議論などを抑えながら理論的ては整理がついているとは言い難い状況にある。

に若干検討する。③厚生労働省「生活と支え合い

虐待の発生要因としては，いくつかのものがこれに関する調査」のデータを基に抑うつについてのまで海外や日本の研究で検討されているが，そう分析（分析2）を行う。④分析2および全体の研究した複数の中のどの要因によって，ひとり親世帯を考察しまとめとする。

とほかの世帯における子ども虐待の発生率の違いⅡが説明されるのかを実証的に分析する必要があ

倫理的配慮る。これまで虐待問題における家族支援について
は，「標準的」とされる父母がそろった核家族を前

分析1については，使用した「全国児童相談所に提として支援方法が検討されることが多かったとおける虐待の実態調査」の活用にあたっては，全思われるが，虐待ケースにおいて多くの割合を占

国児童相談所長会事務局に申請し承認を得た上でめるひとり親世帯を援助する上でそうした違いを実施している。分析2については，使用した「生活把握しておくことは実務的見地からも意義があると支え合いに関する調査」の個票データは，平成と考える。また，子どもの権利の観点から虐待を

28年度科学研究費助成事業（基盤研究A）「子ども予防することが社会の重要なアジェンダとなっての貧困に関する総合的研究：貧困の世代的再生産

いる以上，ひとり親家庭においてなぜ虐待が発生の過程・構造の分析を通して」（研究代表者・松本

しやすくなっているのかを科学的に検討すること伊智朗）のもとで，統計法第33条に基づき提供

は，子どもをめぐる社会政策を推し進めていく上（承諾通知文書番号でも必要な研究のひとつとなるだろう。さらに言を受けたものである。分析1，2ともに個人や地域

えば，ひとり親世帯における子どものアウトカムが推察されないように十分配慮して行った。

厚生労働省発科0926第1号）

や生活状況のあり方は，海外では時に政治的にも科学的にも論争的な様相を帯びることがある〔例
えば，McLanahan＆Sandefur（1994），pp.7-11〕。子

Ⅲ 虐待が発生しているひとり親世帯（母子世帯）と二親世帯の世帯状況等の違い（分析1）

ども虐待がひとり親世帯で多いという点もそうした論争に巻きこまれる可能性を考えれば科学的な分析をしておく必要性はあるだろう。

1

データおよび分析方法

山野（2013）は，2008年に行われた「全国児童

本稿では，この点を虐待の発生につながる世帯

相談所における虐待の実態調査」（以下「全児相調

状況等の相違の分析（分析1）だけでなく，虐待発査」）の個票データを基に分析を行っている。「全生の主要な発生要因とされ，また虐待と同様ふた児相調査」の目的は，「児童相談所において関わっ

01-04_社会保障研究_【山野】_SK-1.smd Page 2

17/06/19 19:04 v3.40

母子世帯と子どもへの虐待――抑うつの分析も含め――た児童虐待の実態を明らかにする」ことである

47は省略している。

が，その中の「被虐待児童調査」は2008年4月から

表1が母子世帯と二親世帯（母親が虐待者）にお

6月末までの間に全国の児童相談所で新規に受理ける母親についての分析結果である。データ数がされた，虐待またはその疑いのあった全ケースに多いため，効果量についても有意確率が0.05未満

ついて，2008年9月1日現在で各児童相談所においの場合は記載している。まず，虐待の種別について質問票に基づいて記入されたものであり，回収てはネグレクトの割合が母子世帯で高く，ふたり

率は99％とされている〔丸山（2009），p.1〕。山野

親世帯では身体的虐待，心理的虐待の割合が高（2013）では，上記調査の個票データ（9,895ケー

かった。なお，性的虐待は母子世帯で少なく秘匿ス）のうち，虐待に該当したケースに絞り（8,108のため省いて計算している。

ケース），さらにきょうだいケースを一世帯とし家庭の状況のうち，経済的困難，不安定な就労てまとめた6,764ケースが分析対象となっている。

の割合は有意に母子世帯の方が高かった。特に，山野（2013）の分析では，全児相調査において世帯の経済状況について詳しく見ると，生活保護

虐待があると児童相談所において判断された，ひ世帯（約50％）や非課税世帯の割合（約28％）がとり親世帯と二親世帯（実父母世帯およびステッ

母子世帯では高く，二親世帯では8割以上が課税

プファミリー世帯）の世帯特徴や虐待につながる世帯であった。その関連性を示す程度（効果量）

要因等の比較をクロス分析した。その場合，祖父は0.62と大きい。ただし，無回答・不明なケース

母等親族などが同居しない，親と子どものみで構も多い。虐待者（母親）の就労状況については，

成されている世帯での比較を行った。ひとり親世二親世帯で家事専念の割合が高く，母子世帯で正帯と二親世帯において，養育者の数が異なる点が

規，非正規，無職が高かった。効果量も大きかっ

虐待とどのように関連しているかを，クロス分析

た。ほかの家庭の状況では，育児疲れの割合が二の次元でも比較的簡単に把握するためには，祖父親世帯で有意に高く効果量も小さいながら見られ母等が同居していないケースの比較にしぼり分析た。孤立に関しては，有意な差は見られなかっした方が適切であると判断したためである。また。ほかの家族間の葛藤については有意差が見らた，ジェンダーの違いに注目するために，母親がれ，二親世帯でその割合が高かったが効果量はほ

主な虐待者であるふたり親世帯と母が主な虐待者

とんどなかった。

である母子世帯での比較，父親が主な虐待者であ家庭の状況の項目の虐待者の心身の状況は有意るふたり親世帯と父が主な虐待者である父子世帯な差が見られなかったが，より細かく尋ねているの比較を行った。なお，本稿では紙幅の関係で父

虐待者の心身状況（詳細）においては，精神病

親間の分析結果は省略している。また，分析に利（疑），知的障害（疑），アルコール依存症（疑），用したデータや質問票の項目について詳細な説明

薬物依存症（疑）の項目が母子世帯において有意は山野（2013）を参照していただきたい〔pp.119-に割合が高かった。ただし前者3つは効果量がほ121〕。

とんどなかった。薬物依存は効果量が小さいなが
ら認められたが度数そのものが少ない。

2

分析1の結果

虐待者の生育歴については，ひとり親家庭の経以下，母親についての分析結果であるが，一部

験，継親子関係，施設体験において有意に母子世省略し統計的に有意さを示した要因を中心にここ

帯の母親において割合が高かった。しかし，継親

では示している。しかし，経済的な指標，就労に関係，施設体験の効果量はほとんどなかった。被関する指標，虐待者の心身の状況，被虐待歴，育虐待体験については差が見られなかったが，約4

児疲れ，孤立については，ひとり親世帯の虐待を分の1で該当する。ただし，虐待者の生育歴は，ほ考える上で重要な要因であると考え有意でなくてかの項目（家庭の状況，虐待者の心身状況（詳も数値を示した。なお，無回答・不明なケース数細），虐待児の状況）に比べ，不明・無回答のケー

01-04_社会保障研究_【山野】_SK-1.smd Page 3

17/06/19 19:04 v3.40

48

社 会 保 障 研 究Vol. 2 No. 1

表1 二親世帯（母親が虐待者）と母子世帯の世帯状況や虐待につながる要因
二親世帯
（母虐待）

母子世帯

ｐ値

効果量

<0.001

0.24

n

％

n

％

身体的

510

41.6*

367

27.7

ネグレクト

423

34.5

776

58.5*

心理的

294

24.0*

183

13.8

経済的困難

326

28.5

700

53.5*

<0.0010.25

不安定な就労

145

12.7

313

23.9*

<0.001

0.14

虐待者の心身状況

502

43.9

561

42.9

0.596

孤立

224

19.6

244

18.6

0.547

ほかの家族間葛藤

102

8.9*

84

6.4

0.019

-0.05

育児疲れ

331

29.0*

251

19.2

<0.001-0.12<0.0010.62<0.0010.47

虐待の種別（注2）

家庭の状況（注３）

世帯の経済状況
生活保護

49

6.1

465

50.3*

非課税

88

10.9

258

27.9*

課税

667

83.0*

202

21.8

正規

127

10.7

238

18.8*

非正規

268

22.7

415

32.8*

無職

211

17.8

494

39.1*

家事専念

536

45.3*

67

5.3

その他

41

3.5

51

4.0

虐待者の就労状況

虐待者の心身状況（詳細）（注３）
精神病（疑）

255

24.6

327

28.5*

0.037

0.05

知的障害（疑）

71

6.8

108

9.4*

0.028

0.05

アルコール依存症（疑）

30

2.9

62

5.4*

0.003

0.06

薬物依存症（疑）

4

0.4

39

3.4*

<0.001

0.11

ひとり親家庭

81

14.4

256

34.9*

<0.001

0.23

継親子関係

19

3.4

49

6.7*

0.008

0.07
0.09

虐待者の生育歴（注３）

施設体験

28

5.0

70

9.5*

0.002

被虐待体験

143

25.4

190

25.9

0.846

被虐待児の状況（注３）
未熟児・低体重児

40

3.3*

21

1.6

0.006

-0.06

双胎児・多胎児

27

2.2*

9

0.7

0.001

-0.07

分離体験

28

2.3

69

5.3*

<0.0010.08

身体発達障害

42

3.5*

28

2.2

0.046

-0.04

病弱

27

2.2*

9

0.7

0.001

-0.07

問題行動あり

159

13.2

208

16.0*

0.040

0.04

*調整済み残差が２を越えており，有意に頻度が多いと判断できるもの。
（注1）全体で二親世帯（母虐待）は，1,262ケース，母子世帯は1,360ケースでの分析。不明，無回答は除いている。
（注2）虐待の種別については，性虐待は除いている。
（注3）家庭の状況，虐待者の心身状況（詳細），虐待者の生育齢，被虐待児の状況は，それぞれの項目が該当する（ある）ケース数および割合のみを提示している。該当しない（ない）ケースは省略している。家庭の状況はどの項目も合計で，ふたり親は1,143ケース，ひとり親は1,309ケースである。同様に，虐待者の心身状況（詳細）は，ふたり親は1,038，ひとり親は1,147。虐待者の生育史は，ふたり親は562，ひとり親は733。被虐待児の状況は，ふたり親は1,209，ひとり親は1,296。
出所：山野（2013）。

01-04_社会保障研究_【山野】_SK-1.smd Page 4

17/06/19 19:04 v3.40

母子世帯と子どもへの虐待――抑うつの分析も含め――49

スが多く，結果についても慎重に扱うべきであ（父虐待）と比較し高かった（約23％の父子世帯，る。

二親世帯の場合は12％程度）。

被虐待児の状況は，未熟児・低体重児，双胎児・虐待者の心身の状況を分析したところでは，二多胎児，身体発達障害，病弱の項目において二親

親世帯と母子世帯で大きな違いが見られたわけで世帯で割合が高かった。分離体験や問題行動ありはなかったが，母子世帯の母親に精神疾患（知的は，母子世帯で割合が高かった。しかし，すべて障がいを含む）がやや多かった点は，母子世帯を効果量は0.1未満であった。

支援する上では配慮が必要な点である。
また，母子世帯の母親たちの生育歴の分析で

3

分析1のまとめと限界

は，不明・無回答の場合が多く参考値として扱う

分析1では，虐待につながる家族状況等を，二親べきながら，子ども期のひとり親家庭や継親子関

世帯（母が虐待者）と母子世帯で比較したもので係，施設入所経験がやや多いことが判明した。母ある。まず，特に虐待問題を抱える母子世帯の経子世帯などひとり親支援を考える時，私たちは現済的状況の深刻さが目立つ結果となった。特に，在の家族構造などに注目しがちだが，実は彼らの生活保護世帯が半数を超えており，これは一般人

生育史，特に原家族とどういった関係であったか

口において母子世帯で生活保護を受給しているのを検討することがケース理解につながるのではな

は約9万世帯（平成20年被保護者調査），母子世帯

いかと推察される。また，虐待ケースを理解する

全体の約1割という数値と比較すると顕著な違い

上では被虐待歴の有無は非常に重要なポイントとであるといえるだろう。非課税世帯も約3割近くされるが，原家族の不安定さが，どのように現在あり，生活保護世帯と非課税世帯を合わせた約8の虐待につながっているかを考察するべきなのか

割が低所得世帯と判断でき非常に高い割合といえもしれない。

るだろう。一方，母親が虐待者である二親世帯で子どもの状況では，二親世帯（母親が虐待者）

は，課税世帯が8割を超えている。同様に就労状の場合に子どもの障がい等がやや多く，母子世帯

況にも，特に母子世帯と二親世帯（母虐待者）ででは分離体験や問題行動が多かった。特に問題行違いが見られたが，これは日本の二親世帯におい動が母子世帯で有意に多いことは重要な視点であて母親は家事育児に専念し就労することが少なる。

く，一方で母子世帯では母親は働いている場合が分析1は限界も多い。ここでは，次の分析につ多いという性別役割の点から生じる部分が大きい

ながる点を主に上げるが，限界のひとつは分析1と考えられる。しかし，虐待問題を抱えるシングが2要因のクロス分析に留まっていることであろルマザーたちが，二親世帯の母親と比べても非正う。世帯状況の違いなどいくつかの要因の関連性

規就労が有意に多いという事実は，彼女たちの不が見られるとしても，母子世帯と二親世帯間の発安定な就労状況を浮かび上らせている。また，無生率の違いはそれらの要因で説明が十分に可能な職である割合も有意に高い。無職であることが虐のだろうか。また，擬似相関が隠されている可能

待にどのようにつながっているかは，これまで日性もあるだろう。例えば，経済状況との関連性は本ではあまり議論されてこなかったと思われる

高いかもしれないが，それは学歴など虐待者の文が，無職であることは職場という人間関係のつな化的な資本によって規定されているものかもしれがりからも排除されることを意味しており，特にない。さらに，Ⅲで触れるように子ども虐待の問母子世帯を含むひとり親世帯では私たちが考慮す

題は単独の要因で生起するものではなく，いくつべき点なのかもしれない。親族，近隣，友人からかの要因がからみあっていると理論的には考えら孤立している割合は，母子世帯では比較して高いれており，そうした観点からも2要因間のクロスとは言えなかったが，本稿では省略した父子世帯

分析には限界がある。

では程度は小さいながら孤立の割合が二親世帯

01-04_社会保障研究_【山野】_SK-1.smd Page 5

分析1が，クロス分析に留まっている理由のひ

17/06/19 19:04 v3.40

50

社 会 保 障 研 究

とつとして，活用したデータが児童相談所で虐待

Vol. 2 No. 1

待に結びつくわけではない。

と判断されたケースのみの分析となっていること

こうした前提を基に，US DHHS（2003）は要因もあるだろう。なぜ母親世帯で虐待が多いかを分を4つに整理している。親の要因，家族の要因，子析するためには，一般人口などにおいて虐待通報

どもの要因，環境的な要因の4つである。まず，虐などに至るケースとそうでないケースを比較する

待を起こしてしまう親たちの個人的な問題であ必要があるだろう。残念ながら日本においてはこる。低い自己肯定感など性格的な問題と抑うつやうした分析はまだ存在しない 。

アルコール依存など精神的な問題が上げられる

1)

分析2では，こうした限界を補うひとつの方法（一方で，深刻な精神疾患はあまり多くないとも

として，次の理論的考察においても触れる虐待のされる）。いわゆる世代間連鎖の問題も指摘され主要なリスク要因として取り上げられる抑うつをる点である。虐待問題を考えるとき，少なくとも取り上げる。「生活と支え合いに関する調査」で虐待者がどういう家庭で育ってきたかは考慮に入は，K6指標を用いて対象者の抑うつ状況を測定しれなければならないだろう。また，親の年齢も関ている。K6指標は，実際のうつ病や不安障害の患連性が指摘されることはあるが研究では一致しな者を含む一般人口での妥当性を検証しほかの指標い点だとされる。さらに，家族の要因としては本との間の信頼性も高いとされる〔川上他（2004），

研究で中心的に取り上げるひとり親など家族構成

川上・高野（2015）〕。いくつかの研究で用いられ，の問題がある。DV，失業，貧困なども家族の要因

さらに実際のスクリーニングにも活用されていとして指摘されている。次に子どもの要因である。子ども虐待を引き起こす要因としての抑うつる。ひとつは，子どもの年齢である。年齢の幼いが，母子世帯と二親世帯でどのように異なるか，

子どもが被害者になってしまう割合が高いとされほかの要因とどのように関連しているかを分析す

る（虐待の種別によって異なるが）。また，さまざることで分析1を補足する。

まな障がいがあることが虐待のリスクを高める。
最後に，環境の要因である。貧困，失業，孤立や

Ⅳ

理論的背景

地域の問題などが上げられる。貧困については，
まず指摘しなければならないのは多くの貧困な家

子ども虐待の原因についての理論的背景

庭では虐待は起きていないという事実である。しU.S. Department of Health and Human Services

かし，貧困が抑うつや社会的な孤立，依存の問題（US DHHS：アメリカ保健福祉省）が発行していと結びつくとき虐待の可能性を高めてしまう。まる，子ども虐待ケースに携わるソーシャルワー

た，いくつかの研究は虐待をしてしまう親はそう

カーのための手引きでは子ども虐待の要因を整理でない親と比べ孤立を経験していることを示してしている〔US DHHS 2003 p.27-34〕。この手引き

おり，サポートが少ないため虐待に至りやすい環がまず述べるのは，子ども虐待はひとつの要因か境にあると言えるだろう。

1

ら起きるものではないということだ。虐待が起き

上記のような要因の大半は，分析1で用いた「全たすべての家庭に通じるような単独の原因は考え

児相調査」でも調査項目となっていた点である。

られない。もちろん，いくつかの要因はしばしば一方，Chaffin et al.（1996）はこうした要因への注

虐待が起きた家族に見られ虐待を起こすリスク要目はやや時代の変遷があるとする。虐待問題が社因とされるが，そうした要因の出現が必然的に虐会化されはじめた初期の頃は，親の精神的な問題

・

・ ・

・

米国では，ひとり親世帯に限定したものではないが，一般人口のデータと児童保護機関への通告に至るケース
を突合させ分析をしている研究がいくつか存在する〔例えば，Ben-David et al.（2015），Yang（2015）〕。また，日本でも自記式の虐待行為に関する指標を用いた調査はあるが，自記式の指標によるスクリーニングの精度は不明である。また，米国では自記式の指標によって虐待行為と判断されるケースと児童保護機関の通告に至るケースとの違いを指摘する研究が存在する〔例えば，Coulton et al.（2007）〕。
1)

01-04_社会保障研究_【山野】_SK-1.smd Page 6

17/06/19 19:04 v3.40

母子世帯と子どもへの虐待――抑うつの分析も含め――51が注目されたが，後に家族や環境要因など社会状て，ふたつの仮説が立てられている。ひとつは，

況的な要因が注目されるようになり，さらに親の「parent-absent」仮説であり，ひとり親世帯では1

問題も含めたこれら複数の要因相互の近接性や要人のみで養育しているので虐待のリスクが高まる

因が互いに仲介しあうような複雑な絡み合いの問というものである。パートナーがいないことに題として子ども虐待は考えられるようになってき

よって子どもを養育する上で，時間に追われストたとする〔Chaffin et al.（1996），pp.191-192）。こレ ス を 負 い や す い と す る。も う ひ と つ は，こには，生態学的理論の発展が大きく寄与してい「economic deprivation」仮説と呼ぶもので，ひとりるだろう。虐待問題への生態学的アプローチは，親の大変さはふたり親世帯に比べ経済的な資源不虐待に至る親個人の問題や親と子どもの直接的な足を背負っているからとする。

関係だけでなく，親や子ども個人と環境間の相互

経済的に困窮した生活は，いくつかの経路を経影響を重視する。親子間のマイクロシステム，家て 子 ど も 虐 待 に 影 響 を 及 ぼ す〔山 野（2010），

族が組み込まれている社会システムに作用するエpp.212-228〕。特に，抑うつにもつながる経済的制

クソシステムなど多層的なシステムで虐待問題を

約がもたらす心理的ストレスの問題が一般的には検討しようとする〔Belsky 1980〕。一方，Chaffin

指摘されるだろう。一方で，豊かな人も失業や所

et al.（1996）は生態学的理論におけるマイクロシ得の減少を経験するとストレスを感じる。ところ

ステムで最終的に残る（よってリスクアセスメン

が，同じようなネガティブな経験であっても，低トなど実務で重要になる）のは，貧困や孤立など所得な人はより強くストレスを感じてしまう可能の社会的要因と抑うつなどの精神医学的要因だろ性がある。例えば，分析2で使用するK6指標を提うとする〔p.192〕。そして，後者の虐待問題を抱案したケスラーも研究者の一人であるKessler et

える親のメンタルヘルスの研究群はふたつの主要al.（1987）は，失業者たちの抑うつなどメンタルな疾患の多さを指摘するとしている。抑うつと物

ヘルスの研究において，同じように失業の経験を

質依存である。こうした指摘はほかの研究でも見しても経済的制約の少ない人に比べ多い人は，抑られる〔US DHHS（2005）, pp.399-402, Kohl et al.

うつ問題などをより多く（約2倍）抱えてしまうと（2011）〕。物質依存の多さは米国の文化的な問題

する〔pp.952-958〕。換言すれば，失業と抑うつなと考えられるが，抑うつに関しては日本でもそのどメンタルヘルスの問題を仲介するのは貧困問題関連性を示す研究が存在し〔武内他（2003），佐藤だということになる。

他（2013）など〕，虐待を引き起こす要因として主ひとり親世帯（主に母子世帯）の親たちの抑う要なものと考えられるだろう。抑うつは，親たちつの割合の高さは，実証的にも指摘されることもが子どもに十分なケアをする能力を阻害する。子

あって米国では研究が数多く見られるが，理論的どもの状態に敏感に反応することを妨げネグレクには子ども虐待問題と共通するように見える。

ト的な養育に導く。さらには，攻撃的な養育傾向

Hope et al.（1999）の整理によれば，貧困の問題，になってしまうこともある。いくつかの研究に雇用状況（失業），サポートの少なさ，ケアを一人よって，抑うつ状況にある親は怒鳴ったり子どもで行うことの責任から来るストレスの4つがそうを叩いたりする傾向が高いことが示されているした高さをもたらしているとする〔pp.1637-1639〕〔Kohl et al.（2011）, pp.215-216〕。

（なお，最後の点は，子どもの人数，年齢によって異なるとする）。一方，これらの要因は相互に背ひとり親世帯の虐待・抑うつに関する理論

2

反しているのではなく関連性を持つことも指摘さ的背景れており，特に2つの前者間と2つの後者間の関連

子ども虐待とひとり親世帯の関連性を考察した性は高いとされる。

ものとしてGells（1989）がある。そこでは，ひとり親世帯で子ども虐待の発生率が高いことに関し

01-04_社会保障研究_【山野】_SK-1.smd Page 7

17/06/19 19:04 v3.40

52

3

社 会 保 障 研 究

理論的背景のまとめ

分析1の結果と理論的考察から言える点として，Vol. 2 No. 1

ので「結果の概要」が公表されており，それによると世帯票の有効回収率は68.3％，個人票の有効

ひとり親世帯と二親世帯の虐待発生率の違いを説

回収率は80.6％となっている〔国立社会保障・人明する可能性がある要因（それらは，虐待発生の口問題研究所（2013），p.1〕。

主要な要因でもあるが）としては，ひとり親世帯

分析2では，このうち世帯票と個人票を突合さが抱える社会経済状況（Socioeconomic status以

せ両方のデータがそろっているものから，20歳未下，SES）に関するもの（低所得などの貧困，失業

満の子どもを育てている二親世帯，母子世帯の母問題など）と，ひとり親の孤立問題（サポートの親を抽出し分析対象とした。子どもの年齢を20歳少なさ，ケア責任の重さ），さらに抑うつなどの精未満としたのは，先述した「結果の概要」におい

神的な不安定さなどをあげることができる。そして子どもの定義を定めておりそれにそろえたためて，分析2で目的変数として分析を行う，抑うつはである。また，今回母子世帯のみを対象とし父子虐待ケースでも母子世帯でも親たちが高い割合で世帯を分析対象としなかったのはデータ数が少な抱える可能性がある問題であり，虐待発生率の世いためであり，父子世帯は36ケースしか存在しな

帯構成による相違を解明するには重要なテーマだ

かった。また父母ともに同居していないデータもと言える。抑うつ（特に，世帯構成による相違）

欠損扱いしている。

を分析するにあたっても，虐待同様，SESと孤立分析2では分析1と異なり，子どもの祖父母，お（サポートの少なさ）の2要因が重要になるが，世じおばなども同居している世帯も含み分析してい帯構成の違い，抑うつ，SES，孤立はそれぞれにる。一方で，母子世帯の孤立の問題に焦点をあて

複雑に入り組んでいる問題群であり，それらを解るために（またGells（1989）の「parent-absent」仮

きほぐすためには多変量解析を要する。換言すれ説を基に），家族・親族からのサポート量についてば，母子世帯など世帯構成の相違，SES，孤立のも考慮に入れた分析を行っている。

問題などは独立して抑うつに関連するのかそれぞ

分析2では，二親世帯と母子世帯の母親の抑うれが相互に仲介して関連しているかは不明であつ状況，さらにSES，母親が受けているサポート

り，それぞれの要因をコントロールすることに（以下，「受領サポート」）がどの程度異なっている

よって，はじめてそれらの関連性を明確にできかを分析し，さらにロジスティック回帰分析を用る。そうした分析によって，支援や対策のあり方

い，世帯構成による違いと抑うつの関連性に，が検討される可能性もあるだろう。

SESおよび受領サポート状況を調整した上でも有意な差があるのかを分析する。ロジスティック分

Ⅴ

母親の抑うつと家族構造

析で重要な要因とした抑うつ，等価所得，受領サ
ポートの不明・無回答なケースは落としたため，

1

データおよび分析方法について

分析2において利用する「生活と支え合いに関

計2,164ケースを対象とした。なお，分析2の予備的な研究として，山野（2017）がある。以下で利する調査」は，5年おきに国立社会保障・人口問題

用する変数等の詳細や変数間のクロス集計なども研究所によって実施されているものであり，調査発表しており参考にしていただきたい。本稿で対象は国民生活基礎調査で設定された調査地区内は，次項の分析結果の中で主要な変数の尺度など

より無作為に抽出した300調査地区内のすべてのについても若干触れている。

世帯の世帯主および20歳以上の世帯員であり，調分析2の結果

査票への記入は世帯主と世帯員の自計方式である

2〔厚生労働省HP〕。また，調査票は，世帯票と個人（1） 母親たちの抑うつ状況

票（20歳以上の家族全員が記入する）からなる。

先述したように，「生活と支え合いに関する調

今回分析対象とした調査は，2012年7月実施のも査」ではK6という指標を用いて回答者の抑うつが01-04_社会保障研究_【山野】_SK-1.smd Page 8

17/06/19 19:04 v3.40

母子世帯と子どもへの虐待――抑うつの分析も含め――測定されている。K6は，4件法の6つの質問の点数

表2の合計点を算出する（ひとつの質問ごとに0点か

世帯構成別の抑うつ，社会経済状況，
受領サポート
二親世帯
n=1,929

母子世帯
n=235

14.5

26.0

就業

59.2

80.0

無職（求職）

10.8

10.6

無職（非求職・不明）・無回答

30.0

9.4

ら4点。合計は0点から24点になる。高くなるほど抑うつ状態が強いことを示す）。また，K6にはい

抑うつの割合（％）

くつかのカットオフポイント（その点以上であれ就業状況（％）

ば，抑うつ状態であると判断される点）が提案されているが，その中で川上・高野（2015）において「気分・不安障害相当」のカットオフポイント
として提示されている9点以上を本研究では用いる。国民生活基礎調査のデータを基にした先行研
究（Kachi et al. 2016）でも同様のカットオフポイ
ントを用いている。
表2からは，世帯構成ごとの抑うつ状況が分かる（この後記述するSES，受領サポートに関する
統計量も記載されている）。母子世帯の方がK6が9点以上である割合が高く，二親世帯に比べ，約1.8倍違うことが分かる。なお，粗オッズ比は2.07である。
（2） 母親たちの社会経済状況（SES）（現在の）就業状況，学歴，15歳時の生活状況に

53

学歴（％）
小・中学校

1.3

6.4

高校

35.1

42.6

短大・高専・大学・大学院

43.7

26.8

その他

14.8

18.3

無回答

5.0

6.0

苦しい

16.5

17.6

普通

53.2

49.8

ゆとりがある

18.5

14.9

無回答

11.9

14.9

15歳時の生活状況（％）

等価所得（百万円）（平均・標準偏差） 3.19（1.923） 1.77（1.626）
受領サポート（平均・標準偏差）
家族・親族8.5（1.99）

6.9（2.85）

友人・知人

4.2（2.56）

4.1（2.70）

近所の人

1.0（1.69）

0.7（1.24）

出所：筆者作成。

ついての状況も表2から分かる。就業状況は，二親世帯と母子世帯で異なっているが，これは分析（3） 母親たちの受領サポート

1でも述べたように，ジェンダー的な格差からく「生活と支え合いに関する調査」では，回答者にるものであろう。（なお，「生活と支え合いに関す10種類の事柄（サポート種類）ごとに，頼れる人る調査」では正規労働か非正規労働かなど現在のの有無を複数回答で尋ねている。頼れる人（サ

就業の種類を尋ねる質問項目は見当たらなかっ

ポート提供者）のカテゴリーは，家族・親族，友た）。また，学歴も世帯構成で異なる。例えば，母人・知人，近所の人，職場の人など8つになってい（専門
子世帯では「小中学校」，
「高校」，
「その他」

るが，このうち家族・親族，友人・知人，近所の学校等が考えられるだろう）の割合が高く，「短人の3つのサポート提供者について，それぞれサ

大，高専，大学，大学院」は二親世帯の方が高い。

ポート種類についてサポート提供者がいる場合に15歳時の生活状況も「ゆとりがある」，「普通」では1点，いない場合には0点とし合計点を3つのサ

二親世帯が高く，「苦しい」で母子世帯の方がややポート提供者ごとに算出し受領サポート量とし高い。なお，これらの変数は無回答ケースを加えた。換言すれば，例えば家族・親族に何種類ぐらて分析している。しかし，無回答のサンプル数がいのサポートを受けることができるかについて数少ないため無回答ケースをほかの項目と括ってい量化したといえる2)。表2には，世帯類型ごとに比る場合がある。分析結果には影響はほとんどな較したものを示している。まず，家族・親族からい。可処分所得（100万円単位）に注目すると，二の受領サポートについては，母子世帯の方が平均

親世帯の方が高い。また，標準偏差に注目するでは少ない。Gells（1989）が言う「parent-absent」と，母子世帯は所得も低いがばらつきも少ないこ

仮説に通じるものであり，パートナーがいないことが見える。

とで育児等を一人で負いやすくなっていることが01-04_社会保障研究_【山野】_SK-1.smd Page 9

17/06/19 19:04 v3.40

54

社 会 保 障 研 究Vol. 2 No. 1

見て取れる。一方で，標準偏差に注目すると，母関連性にどのような違いが生じるかを確認した

子世帯は二親世帯にくらべばらつきがあることがい。また，合わせてモデル5で，母子世帯，二親世分かる。また，友人・知人については差が見られ帯を含む母親全体の抑うつ状況に対する各変数のない。さらに，近所の人については，差が見られ調整済みの関連性を確認する。

るが，二親世帯も母子世帯もどちらも全体的に少モデル1では，世帯構成変数（二親世帯基準）をなく，子育て世帯が全般的に近所から援助を得る

見ると，母子世帯において0.1％水準未満で正のことはできていないことの方が気になる点であろ効果を示しており，基本属性をコントロールしてう。

も母子世帯の母は二親世帯に対して抑うつ状況の割合が高いことが分かる。オッズ比でも1.9倍の（4） 抑うつを目的変数としたロジスティック
分析
分析2の最後は，母親の抑うつ状況を目的変数としてロジスティック分析を行うが，分析に用いる説明変数は，世帯構成変数（二親世帯または母高さになっている。また，末子年齢と男児の割合の変数が5％水準で正の効果を示す。末子の年齢や子どもの中で男児の割合が高いほど，抑うつの割合が高い。
モデル2では，就業状況，学歴，15歳時の生活状子世帯），SESに関する4つの変数，受領サポート

況の3つのSES変数を投入した。就業状況（就業に関する3つの変数である。合わせて基本属性と中が基準）のうち無職（求職）の場合，15歳時のして，同居末子の年齢，同居する20歳未満の子ど

生活状況変数（普通が基準）のうち，苦しい，ゆも数，同居する子どものうち男児の割合を投入しとりがある場合，1％水準で有意に正の効果が認た。ともに，子どもを養育するにあたっては影響められた。また，学歴変数には効果が認められなが及ぶ要因と考えられる。なお，長子の年齢，母い。世帯構成変数を確認すると，モデル1と比較親の年齢でなく，かつ末子の年齢のみを用いたのして，B値（0.65→0.60），オッズ比（1.92→1.83）

は，多重共線性を考慮したのとほかの変数の選択とも大きな変化はなく，またモデル1と同様0.1％の場合と比べモデルの当て嵌まり具合が良かった

水準で統計的に違いがあり，これらのSES変数のためである。

みでは世帯構成による違いを十分には説明できな

まず，モデル1では世帯構成変数と基本属性のいといえる。

変数のみで分析する。次に，モデル2では等価所

モデル3では，等価所得変数の投入によって，母得変数以外の3つのSESの変数を投入する。モデ

子世帯の効果はモデル2に比べオッズ比で1.83か

ル3で所得変数のみを投入する。モデル2で，先にら1.52，B値で0.60から0.42に減っている。また，

所得変数以外の3つのSES変数を先に加えておく

世帯構成変数は依然として有意なままではある

ことで所得がほかのSES変数による擬似的な関係

が，所得変数の投入によって5％水準での有意確なのかを伺うことができる。モデル4では，4つの率となり，ほかのSESをコントロールしても所得SES変数をすべて抜いて3つの受領サポート変数

は母親全体の抑うつと独自の関連性があると言えを加える。最後にすべての変数を投入しモデル5るだろう。なお，SES全体では，オッズ比はモデとした。変数の出し入れによって，つまりモデル

ル1から1.92→1.52，B値は0.65→0.42と減少していごとで，世帯構成変数などが示す，B値（非標準回る。さらに末子年齢と男児の割合はやはり5％水

帰係数），オッズ比および統計的な有意さの変動

準で有意なままである。

を見ることによって，世帯構成と抑うつの割合のモデル4ではSES変数をすべて抜き3つの受領サ

本質問（尺度）については，採点方法等が発表されていないが，例えば堀・松井（2001）によれば，野口裕二が提案した「高齢者用ソーシャル・サポート尺度」では本質問と似たような質問と方法を用い，本分析と同様サポー
ト提供者がいる場合には1点，いない場合には0点とし合計点を算出しサポートが得られる程度としている〔pp.57
−62〕
。
2)

01-04_社会保障研究_【山野】_SK-1.smd Page 10

17/06/19 19:04 v3.40

母子世帯と子どもへの虐待――抑うつの分析も含め――

ポート変数を投入した。受領サポート（家族・親55るといえるだろう。

族）変数の負の効果が認められた。家族・親族かSESに関しては，世帯構成によって最も顕著ならのサポート量が多いほど母親の抑うつの割合が違いが見えたのは（等価）所得であろう。100万円減ることが認められた。ほかのふたつの受領サ以上の差が見られる。さらに，標準偏差も低くち

ポート変数は関連を示さなかった。3つの受領サ

らばりも少ないことが分かった。平均値が低いだ

ポート変数を投入すると，モデル1との比較で母けでなく，経済的に余裕のある母子世帯がかなり子世帯のオッズ比は1.92→1.42，B値は0.65→0.35，

少ないことも推察される結果であった。母親の学と下がり，5％水準での有意確率となっている。

歴，15歳時の生活状況にも違いが見えた。このよ

SES変数より大きく減少しており世帯構成による

うに，母子世帯は原家族においても二親世帯に比違いを説明する力は大きいことが推察できる。一べSESの点でハンディを背負い，これまで生活し方，受領サポートをコントロールしても母子世帯ていたことが推察できる。一般的には，離婚すると二親世帯の違いは依然として有意なままであから母子世帯は経済的に大変になると指摘される

り，受領サポートのみでは母子世帯の抑うつ状況

ことも多いと思われるが，こうしたデータからの高さは説明できないといえる。

は，母子世帯の困難とはけっして離婚のみが導い最後に，すべての変数を投入してモデル5としたとは言えない部分も存在することが指摘できた。世帯構成変数については統計的に有意ではなる。二世代にわたって貧困状況が受け継がれていくなる。ほかの変数によって関連性が吸収されたる可能性を示す結果でもある。就業状況は，失業ことを示す。家族・親族からの受領サポートは中（無職（求職））である割合は，二親世帯と母子1％未満水準で，等価所得，就業状況のうち無職世帯では同じ程度であった。

（求職），15歳時の生活状況のゆとりがある場合は母親たちの孤立問題については，家族・親族か1％水準で，男児の割合，15歳時の生活状況で苦しらの受領サポートの少なさが顕著に母子世帯ではい場合，友人・知人からの受領サポートが，5％水見られた。これは，家族構造からくる部分が大き

準で母親全体の抑うつの割合に有意に関連していいと考えられるが（この分析では，親族と家族をた。ただし，モデル全体の寄与率は11％であり分離していないため，同居でない親族からのサ（重回帰分析における調整済みR 値に比べ低く出

ポートがどのように相違するかは不明である），

るとされるが），母親全体の抑うつ状況に関連す一方で母子世帯では散らばりがあることが分かっるほかの要因が考えられる。また，どのモデルもた。つまり，母子世帯の中には二親世帯と同じ程

モ デ ル 係 数（χ2 値）は 統 計 的 に 有 意 で あ り，度，親族などからサポートを受けている場合もあHosmerとLemeshowの検定は有意確率0.05以上でり，逆にかなり少ない程度のサポートしか受けてあった。多重共線性も確認したが問題なかった。

いない場合もありえるということである。友人・2

知 人 に つ い て は 差 が 見 ら れ な か っ た が，山 野

Ⅵ

分析2についての考察と全体のまとめ（2017）では二親世帯と母子世帯では友人・知人からの受領サポートと抑うつの関連性に違いがある

1

分析2の考察分析2からは，虐待の主な発生因とも考えられ，母子世帯において発生率の高さが見られる抑うつ（母子世帯の方が関連性が高い）ことが分かって
おり，母子世帯を支援する上で，親族や友人からの孤立の問題は看過できない要素である。

状況について分析した。まず，クロス集計の結果

ロジスティック分析では，母子世帯の抑うつのからは，抑うつ状況にあると判断される割合は母

高さは，孤立（サポートの少なさ）の問題とSES

子世帯ではかなり高かった。これは，米国の研究のふたつの要因によって説明されることが分かっの結果とも一致する。約4分の1の母子世帯の母親

た（どちらかのみでは十分には説明できなかっ（26％）が該当することは厳しい現実を示していた）。母子世帯が抱える2つの要因が絡んで抑うつ01-04_社会保障研究_【山野】_SK-1.smd Page 11

17/06/19 19:04 v3.40

56

社 会 保 障 研 究Vol. 2 No. 1

表3 母親の抑うつ状況についてのロジスティック分析（社会経済状況・受領サポート）
モデル1

モデル2

モデル3

モデル4

モデル5

Ｂ値 （標準誤差） オッズ比

Ｂ値 （標準誤差） オッズ比

Ｂ値 （標準誤差） オッズ比

Ｂ値 （標準誤差） オッズ比

Ｂ値 （標準誤差） オッズ比

家族構成
（基準：二親世帯）
0.65 (0.17) 1.92***

0.60 (0.17) 1.83***

0.42 (0.18) 1.52*

0.35 (0.18) 1.42*

0.18 (0.19) 1.20

末子年齢

母子世帯

0.03 (0.01) 1.03*

0.02 (0.01) 1.02

0.02 (0.01) 1.02*

0.02 (0.01) 1.02

0.01 (0.01) 1.01

子ども数

0.00 (0.08) 1.00

-0.03 (0.08) 0.97

-0.06 (0.08) 0.94

0.00 (0.08) 1.00

-0.06 (0.08) 0.94

男児の割合

0.33 (0.15) 1.40*

0.35 (0.15) 1.42*

0.34 (0.15) 1.40*

0.30 (0.15) 1.35*

0.32 (0.15) 1.37*

就業状況（基準：就業中）
無職（求職中）0.54 (0.18) 1.72**

0.47 (0.18) 1.60**

0.48 (0.18) 1.61**

無職（非求職・無回答）-0.26 (0.16) 0.78

-0.29 (0.16) 0.75

-0.33 (0.16) 0.72

学歴（基準：高校）
小中学校-0.06 (0.42) 0.94

-0.13 (0.42) 0.88

-0.43 (0.45) 0.65

短大・高専・
大学・大学院-0.12 (0.15) 0.88

-0.04 (0.15) 0.96

-0.04 (0.15) 0.97

その他

0.22 (0.18) 1.25

0.24 (0.18) 1.27

0.25 (0.18) 1.28

無回答

0.24 (0.27) 1.27

0.27 (0.27) 1.31

0.29 (0.27) 1.33

15 歳 時 の 生 活 状 況（基準：普通）苦しい

0.45 (0.16) 1.56**

0.44 (0.16) 1.56**

0.37 (0.17) 1.45*

ゆとりがある0.42 (0.16) 1.52**

0.42 (0.16) 1.53**

0.47 (0.17) 1.60**

無回答

0.12 (0.19) 1.12

等価所得

0.11 (0.19) 1.12

0.04 (0.20) 1.04

-0.12 (0.04) 0.89**-0.10 (0.04) 0.91**

受領サポート（家族・親族）-0.19 (0.03) 0.82***-0.19 (0.03) 0.83***

受領サポート（友人・知人）-0.04 (0.03) 0.96

-0.06 (0.03) 0.95*

受領サポート（近所の人）-0.02 (0.04) 0.98

-0.02 (0.05) 0.982

0.08

0.11

NagelkerkeR2値

0.02

0.05

0.06

*p＜.05**p＜.01***p＜.001.
出所：筆者作成。

の高さと世帯構成の関係を仲介していたことを示

親世帯と母子世帯では異なる（母子世帯の方が関したといえるだろう。特に，孤立の問題は母子世連性が高い）ことが示されており，分析1で見た虐

帯と二親世帯における抑うつの発生率の違いだけ

待との関連性も含め母子世帯の失業問題は，母子でなく母親全体の抑うつの高さに最も強く関連し世帯の支援では見落としてはならない点である。

ており，母子世帯を含めた母親たちの孤立問題に

また，所得に関しては世帯構成における抑うつの対するケアを充実させることの必要性が伺える結

状況の違いを説明する場合にも，母親全体の状況果であった。また，SESの中では，失業の割合にを説明する上でも関連する重要な要因であること

ついてはクロス集計からは世帯構成によって差はが分かった。特に，母子世帯の貧困状況が日本で見られなかったが，ロジスティック分析では失業は深刻なことが指摘されているが，安定した雇用中であることは，母親全体ではほかの変数をコン

政策を含め経済的な支援を増やすことが母子世帯

トロールしても有意に抑うつと関連していた。さに対する社会政策としては重要であることが改めらに，友人・知人の受領サポートと同様に，山野て伺われる結果であった。また，やや細かな点で（2017）の分析からは失業と抑うつの関連性は二あるが，母親全体の抑うつを考える場合，男児の01-04_社会保障研究_【山野】_SK-1.smd Page 12

17/06/19 19:04 v3.40

母子世帯と子どもへの虐待――抑うつの分析も含め――57

割合が多いこと，15歳時の生活状況などが関連ああることは否めないだろう。また，実際，虐待問ることが分かった。特に，後者で15歳時の生活状

題を抱える母子世帯は，厳しい経済状況や雇用状

況において「ゆとりがある」場合，抑うつの割合

況，母親の精神的疾患を背負いながら生活していが高くなっていることは，子ども期には余裕がることが分かった。さらに，母子世帯の抑うつ問あったが，現在は余裕がないことが抑うつをまね

題は相関の次元でありながら，ほかの要因をコンいているのかもしれない。実際，子どもを育ててトロールしても所得の低さや孤立との関連性があいる世帯の大半（46％）が，現在の生活状況を「苦ることが伺えた。抑うつ，貧困，孤立，こうしたしい」と答えている〔山野（2017）〕。子育て世帯

複数の要因が重なるとき，母親だけではなく，母全体が経済的に余裕を持てるような政策の必要性

子関係，さらには子どもの発達にさえ深い影響がを示しているのかもしれない。

及ぶ可能性が考えられるのであり，そうした条件
を少しでも緩和する社会政策は必要であり支援の2

限界と全体のまとめ

現場でも留意を要する点であろう。

本分析には，いくつかの限界もある。重要な課
題のひとつとして，相関関係の分析に留まっており，因果関係を分析できていない点があるだろう。特に，ひとり親世帯における虐待の問題（特に貧困との絡み），抑うつの問題に関しては，セレクション・バイアスが指摘される場合がある。もともと，抑うつ状況になりやすい人，暴力的で虐待を起こしやすい人が離婚しているのではないか〔Hope et al.（1999），p.1638など〕。虐待と貧困との関連性についても，第3の要因（例えば，個人の性格）が仲介しているだけなのではないかといった 説 明 も 理 論 的 に は 可 能 で あ ろ う〔US DHHS
（2003），p.33〕。こうした反論に対しては社会実
験的な分析やパネルデータ分析が必要だが，日本
ではまだそうしたデータや分析の存在は寡聞にして聞かない。
一方，米国では母子世帯と抑うつ，虐待と貧困に関するいくつかの実験的な研究が実施されており，貧 困 問 題 な ど は 重 要 な 要 因 と さ れ て い る〔Hope et al.（1999），OECD（2011），pp.253-255，
Berger＆Waldfogel（2011）など〕。もちろん，今後
日本でもそうした研究がなされることを期待する
が，一方で仮に原因が明確でないとしても，本稿の分析からは，抑うつ状況や，貧困の中で，さらに家族・親族からのサポートを受けていない孤立状況の中で子育てをしている母子世帯が現状でかなりの割合で存在することが見えた。こうした状
況は，（どのような性格や個性を持つ個人であろうと）子ども虐待の発生の可能性を高める環境で

01-04_社会保障研究_【山野】_SK-1.smd Page 13

参考文献
川上憲人・高野歩（2014）「一般住民におけるトラウマ
被害の精神影響の調査手法」『厚生労働科学研究費補助金 被災地における精神障害等の情報把握と介入効果の検証及び介入手法の向上に資する研究 平
成26年度 分担研究報告書』。
川上憲人・近藤恭子・柳田公佑・古川壽亮（2008）「成人期における自殺予防対策のあり方に関する精神保健的研究」『平成16年度厚生労働科学研究費補助金
自殺の実態に基づく予防対策の推進に関する研究
分担研究報告書』。
厚生労働省HP「生活と支え合いに関する調査」http://
www.mhlw.go.jp/toukei/list/123-1.html（2017年3月12日最終確認）。
国立社会保障・人口問題研究所（2013）「2012年 社会保障・人口問題基本調査 生活と支え合いに関する調査 結果の概要」http://www.ipss.go.jp/ss-seikatsu/
j/2012/seikatsu2012summary.pdf（2017年3月12日最終確認）。
佐藤幸子・遠藤幸子・佐藤志保（2013）「母親の虐待傾向に与える母親の特性不安，うつ傾向，子どもへの愛着の影響：母子健康手帳交付時から3歳児健康診
査時まで」『日本看護研究学会雑誌』，36（2），pp.1321。
「虐待相当行為を武内珠美・辰馬麻未・藤田敦（2014）
含む母親の養育態度に関する研究：抑うつと育児
ソーシャル・サポートに焦点をあてて」『大分大学教育福祉科学研究紀要』，36（2），pp.105-117。
萩原玉味・岩井宜子（1998）『児童虐待とその対策：実態調査を踏まえて』多賀出版。
堀洋道・松井豊（2001）『心理測定尺度集Ⅲ心の健康をはかる』サイエンス社。
丸山浩一（2009）「児童虐待相談のケース分析等に関する調査研究」結果報告書，財団法人こども未来財団。
山野良一（2010）「日米の先行研究に学ぶ 子ども虐待と貧困」松本伊智朗編『子ども虐待と貧困』明石書17/06/19 19:04 v3.40

58

社 会 保 障 研 究店。
────（2013）「ひとり親世帯における虐待発生要因の特徴」『子どもと福祉』，Vol.6，pp.119-126。
────（2017）「母子世帯および子育て中の母親の社
会経済状況，社会関係資本，抑うつについての研
究：「生活と支え合いに関する調査」データ分析から」『社会保育実践研究』創刊号。
Belsky, J. (1980) “Child maltreatment: An ecologicalintegration.” American Psychologist, 35(4), pp.320-335.
Ben-David, V., Jonson-Reid, M., Drake, B., & Kohl, P. L.
(2015) “The association between childhood maltreatment
experiences and the onset of maltreatment perpetration inyoung adulthood controlling for proximal and distal risk
factors.” Child Abuse and Neglect, 46, pp.132-141.
Berger, L. & Waldfogel, J. (2011), “Economic determinants
and consequences of child maltreatment.” OECD
Social, Employment and Migration Working Papers, No.
111, OECD Publishing, Paris. http://dx.doi.org/10.1787/
5kgf09zj7h9t-en（2017年2月11日最終確認）。
Chaffin, M., Kelleher, K., & Hollenberg, J. (1996) “Onsetof physical abuse and neglect: psychiatric, substanceabuse, and social risk factors from prospective
community data.” Child Abuse and Neglect, 20 (3),pp.191-203.
Coulton, C. C., Crampton, D., Irwin, M., Spilsbury, J. C.,& Korbin, J. E. (2007). “How neighborhoods influencechild maltreatment: A review of the literature andalternative pathways.” Child Abuse and Neglect, 31,
pp.1117-1142.
Gells, R. (1989) “Child abuse and violence in single-parent
families: Parent absence and economic deprivation.”
American Journal of Orthopsychiatry, 59 (4), pp. 492501.
Hope, S., Power, C., & Rodgers, B. (1999) “Does financial
hardship account for elevate psychological distress inlone mothers?” Social Science & Medicine, 49 (12),01-04_社会保障研究_【山野】_SK-1.smd Page 14

Vol. 2 No. 1

pp.1637-49.
Kachi, Y., Abe, A., Ando, E., & Kawada, T. (2016）.
“Socioeconomic disparities in psychological distress ina nationally representative sample of Japaneseadolescents: A time trend study.” Australian & New
Zealand Journal of Psychiatry, 1(9), pp.1-9.
Kessler, R. C., Turner, J. B., & House, J. S. (1987).
“Intervening processes in the relationship between
unemployment and health.” Psychological Medicine, 17,
pp.949-961.
Kohl, P. L., Kagotho, J. N., & Dixon, D.(2011). “Parenting
practices among depressed mothers in the child welfare
system.” Social Work Research, 35(4), pp.215-225.
Mclanahan, S., & Sandefur, G. (1994). Growing Up with aSingle Parent: What Hurts, What Helps. Harvard
University Press.
OECD (2011），Doing Better for Families, OECD
Publishing.
U.S. Department of Health and Human Services. (2003)
A Coordinated Response to Child Abuse and Neglect: The
Foundation for Practice. https://www.childwelfare.gov/
pubs/usermanuals/foundation/index.cfmwww.（2007年
2月10日最終確認）。
──── (2005). National Survey of Child and AdolescentWell-Being (NSCAW). CPS Sample Component Wave 1
Data Analysis Report. https:// www. acf. hhs. gov/ sites/
default/files/opre/cps_report_revised_090105.pdf（2017年2月10日最終確認）。
Yang M. (2015) “The effect of material hardship on childprotective service involvement.” Child Abuse andNeglect, 41, pp.113-125.
（やまの・りょういち）

17/06/19 19:04 v3.40

59Single Mother Households and Child Maltreatment:
Including Thoughts on Depression
Ryoichi YAMANO＊
Abstract
It has been stated that the incidence of child maltreatment in single mother households is higher
than in two parent households according to some surveys in Japan. However, the reasons of this difference
have not yet been studied theoretically and statistically. First, this paper tries to make it clear how different
household conditions linked with child maltreatment occurrences through a cross section analysis.
Additionally, using data from “The National Survey on Social Security and People’s Life”，this paper presents
a multivariable analysis of depression, which is oftentimes thought to be the main factor of child maltreatment
occurrence and the prevalence of which is different between the two type households. The results show thatSES such as income and the amount of support from family and relatives can explain the differences
significantly. Also, this paper theoretically considers the factors of child abuse occurrence and the reasons why
there is disparity in the incidence of child abuse and mother’s depression between two type households.
Keywords：Child Maltreatment, Depression, SES, Social Support, Logistic Regression＊

Professor, Nayoro City University

01-04_社会保障研究_【山野】_SK-1.smd Page 15

17/06/19 19:04 v3.40