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山中多民子（ＤＶ防止プログラム・ファシリテーター）
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キャンベル系統的レビュー
2007:5
レビュー初回公表日
最新更新日

2007 年 7 月 19 日

2007 年 7 月 19 日

児童への性的虐待防止のための学校ベースの教
育プログラムKaren Zwi, Sue Woolfenden, Danielle Wheeler, Tracey
O'Brien, Pau1 Tait, Williams Katrina

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山中多民子（ＤＶ防止プログラム・ファシリテーター）
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書誌
表題：

児童への性的虐待防止のための学校ベースの教育プログラム

団体：
著者：

キャンベル共同企画
Zwi，Karen
Woolfenden,Sue
Wheeler,Danielle
O'Brien,Tracey
Tait,Pau1
Williams Katrina
DOI： lo･4073/csr.2007･5
ページ数：44 ページ
最終更新日：2007 年 7 月 19 日
引用： Zwi K,Woolfenden S, WheelerD,0'BrienT,Tait P, WIIliams K. School-based education programmes
for the prevention of child sexual abuse. Campbell Systematic Reviews 2007:5,DOI:10.4073/csr.2007.5
共同登録：このレビューはコクラン共同計画とキャンベル共同計画において共同登録されている。このレビューの版はコクランライブラリーでも閲覧可能である。
キーワード：
貢献： すべての著者はこのレビューに貢献している。Danielle Wheeler と Joanne Abbott (TSC of the
Cochrane Developmental, Psychosocial and Learning Problems Group〕は、このレビューのための文献探索を行った。
支援／基金： Financia1 Markets Foundation for Children（オーストラリア）、Nordic Campbe11 Centre,
Danish National lnstitute for Socia1 Research（デンマーク）
潜在的な利害の対立：知られているものはない。
責任著者：

Karen Zwi, PhD
School of Women's and Children's Health
University of New South Wales ＆ Sydney Children's Hospita1
Sydney Children's Hospita1
High Street Randwick
SydneyNSW 2031
Australia
Telephone:+61 02 9382 1412
E-mai1: Zwi@sesiahs.health.nsw.gov.au

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キャンベル系統的レビュー
編集責任者：Mark W. Lipsey,vanderbilt university, USA
Arild Bjornda1, Norwegian Knowledge Centre for the Health Services ＆University of Oslo, Norway
編集者：刑事司法 David B. Wilson,George Mason university, USA
教育
Chad Nye, University of Centra1 Florida, USA
Ralf Schlosser, Northeastern university, USA
社会福祉 Julia Litte11, Bryn Mawr College, USA
Geraldine Macdonald, Queen's university, UK＆Cochrane Developmenta1，
Psychosocial and Learning Problems Group
編集管理：Karianne Thune Hammerstrom, The Campbe11 Collaboration
編集委員会：刑事司法 David Weisburd, Hebrew university, lsrae1＆George Mason university, USA
Peter Grabosky, Australian Nationa1 University, Australia
教育
Carole Torgerson, University ofYork, UK
社会福祉 Aron Shlonsky, University of Toronto, Canada
方法論
Therese Pigott, Loyola university, USA
Peter Tugwe11， University of Ottawa, Canada
キャンベル共同計画（Ｃ２）は、介入研究の系統的レビューが情報を提供し政策やサービスの向上を支援するという原則に基づいて設立された。Ｃ２は系統的レビューの制作過程にあるレビューの著者へ、編集や方法論についてのサポートの提供をする。Ｃ２のメンバーである編集者、図書館員、方法論研究者、そして外部のレビュアー仲間がこれに貢献している。

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表紙
タイトル
児童への性的虐待防止のための学校ベースの教育プログラム

レビューワ
Zwi KJ, Woolfenden SR, Wheeler DM, O'Brien TA, Tait P, Williams KW

日付
編集日：2007年7月16日
実質的な最終更新日：2007年5月10日
マイナーな最終更新日：2007年5月22日
次回更新予定日：
初版プロトコル：2003年
初版レビュー：2007年

第３版
第３版

レビューワへの連絡：Dr Karen Zwi
Senior Lecturer and Community Paediatrician
School of Women's and Children's Health
University of New South Wales & Sydney Children's Hospital
Sydney Children's HospitalHigh Street Randwick
SydneyNSW AUSTRALIA
2031
Telephone 1: +61 02 9382 1412
E-mail: Zwi@sesiahs.health.nsw.gov.au

支援に関する内部の情報源なし

支援に関する外部の情報源
Financial Markets Foundation for Children, AUSTRALIA Nordic Campbell Centre（デンマーク）

レビューワの貢献
すべての著者はこのレビューに貢献している。Danielle Wheeler と Joanne Abbott (TSC of

the Cochrane

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Developmental, Psychosocial andった。

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Learning Problems Group〕は、このレビューのための文献探索を行

謝辞
Danielle Wheeler は The Financial Markets Foundation for Children and the Nordic Campbell Centre
からの基金の支援を受けた。Andrew Hayen 博士 (オーストラリア)と Roger Harbord 博士 (イギリス)は非常に有意義な統計学のアドバイスを提供してくれた。
このレビューは、Cochrane Developmental, Psychosocial and Learning Problems Group (コクラン共同計画)にも登録している。

潜在的な利害の対立
知られていない。

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最新情報
日付
初版プロトコル：2003年
初版レビュー：2007年

第３版
第３版

実質的な最終更新日：2007年5月10日
マイナーな最終更新日：2007年5月22日
再フォーマット日：
新たな研究に関する発見がなかった日：
新たな研究に関する発見があったがまだ含まれてない(除かれていない)日：
新たな研究に関する発見がありそれが含まれている(除かれている)日：
レビューワの結論部の修正日：
コメント/批評の追加日：
コメント/批評に対する返答の追加日：

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梗概学校ベースの児童性的虐待防止プログラムは、知識を深め自衛的な行動を促すと思われるが、不安を増す
ことも考えられるため、さらなる調査が必要である。
児童期の性的虐待は、世界的に学童期の子どもの深刻な問題である。性的虐待の確固たる定義はない。いくつかの研究では性的虐待を子どもとの身体的接触の場合に制限しており、また、ほかの研究では、性的虐待を子どもの前で行う性的なふるまいすべてでであると定義している。しかしどんな形であれ、児童期の性的虐待は子どもに非常にネガティブな影響を及ぼす。国連の子どもの権利条約において「子どもは身体的または精神的に虐待を受けたり不当な取り扱いをされたりすることのないよう保護される権利を有する」と提唱され、国際社会は効果的にそれを行うための方策を練る必要があるとされている。広く使われている方法の一つが、学校をベースとしたプログラムを使って性的虐待やそれから自分をどう守るかについて学童期の子どもに教えるものである。こうしたアプローチが機能するかどうか、それがどのくらいの期間、効果を発するのか、そして何か意図せざる害を子どもや若者に引き起こさないかを知ることは重要である。これがこの系統的レビューの目的である。
このレビューは、学校ベースのプログラムを受けた子どもに知識と自衛的な行動の向上を見出したが、この結果は慎重に解釈されるべきである。こうした慎重さが必要な理由には、オリジナルの研究の多くが分析された仕方に問題があったこと、子どもの知識がプログラム後の短期間にしかテストされていないこと、これらの研究が北アメリカで行われたものであってほかの国や文化には適合するとは限らないこと、いく
つかの研究が子どもの不安を高めるといった害が報告していることなどがある。潜在的な害は、今後の研究や学校を基盤とする既存のプログラムにおいて、厳密にモニターする必要がある。これらの研究において見出された子どもの知識や自衛的な行動の変化が、児童の性的虐待の予防できるかを知るのは難しい。
そのようなものである限り、学校ベースのプログラムは、せいぜい、児童への性的虐待の防止に対する地
域アプローチの一部であると見なされるべきである。

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要約
背景
児童への性的虐待は重要な問題であり、防止への効果的な手段を必要とする。

目的
評価内容：学校を基盤としたプログラムは性的虐待に関する知識と自衛的行動の向上に効果的であるか参加した結果として性的虐待の打明けを増加させたり、何らかの害を起こしてはいないか
知識の保持とプログラムのタイプと設定の効果について

探索方法
Cochrane Central Register of Controlled Trialsによる電子検索、MEDLINE, EMBASE, PsycINFO, CINAHL,
社会学的摘要、学術論文摘要と他のMESH項目、特に児童への性的暴行に関する原文語を使用したデータベ
ースと2006年8月に行われたランダム化比較試験(RCTs)であった。

選択基準
児童への性的虐待防止への学校を基盤とした介入に関するRCTまたは準RCTは、ほかの介入または非介入と比較された。

データ収集と分析
二つの外挿された級内相関係数(ICC) (0.1, 0.2)を用いて、メタ・アナリシスと感度分析を、自衛的行動、
質問票ベースの知識、挿絵ベースによる知識、虐待の打明けの４つのアウトカムについて行った。メタ・
アナリシスは、知識の保持、害の可能性、プログラムのタイプと設定の効果については行いえなかった。

主要な結果
学校ベースの児童性的虐待介入プログラムの結果としての、知識と行動の変化を測定する15回の試験が含まれた。それぞれの初期のメタ・アナリシスの半分以上に分析エラーユニットが含まれた。行動の変化においては、２件の研究がメタ・アナリシスに適したデータを有した。結果は、適度の異質性(I2=56.0%)で介入(オッズ比6.76; 95%信頼区間1.44, 31.84)を支持し、級内係数を使用する調整をした時期については大きな変化はなかった。９件の研究が、質問票ベースの知識を評価するメタ・アナリシスに含まれた。知識の増加が見られた(標準化された平均値差（SMD） 0.59; 0.44, 0.74, 異質性 (I2=66.4%)。ICCを0.1と0.2として補正すると、結果はそれぞれSMDが0.6(0.75, 0.45)と0.57(0.71, 0.44)であった。ICCの上昇に伴い異質性は減少した。挿話に基づく知識を評価する４つの研究のメタ・アナリシスは、異質性(I2=0.0%)が小さく介入が有効(SMD

0.37(0.55, 0.18))であることを見出し、ICCによる補正を行っても、有意な変化はなかった。報告された打明けに関する群間差に関するメタ・アナリシスは、統計上の有意差は示さな
かった。

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レビューワの結論
今回のレビューレポートにおいて評価した研究は、知識測定と自衛的行動における有意な向上を報告している。研究から真のICCが得られていたら、あるいは、クラスターによる補正がなされた結果が得られていたなら、結果は違っていたかもしれない。いくつかの研究は有害であることを示したので、同様の介入の影響をモニターする必要性を示唆している。知識の保持については3～12ヶ月以上の測定がなされるべきである。プログラム提供の最良の形態および最適年齢について、さらに探求が必要である。

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背景
子どもや青少年のへ性的虐待は重大な問題であり、子どもの心理的発達においてネガティブな影響を及ぼす（Fleming 1999）。性的虐待は「子どもは身体的または精神的な虐待や不当な取り扱いから保護される
権利を有する」と提唱された子どもの権利条約19条に反する（United Nations 1989）
文献において性的虐待の確たる定義は見当たらない。性的虐待を子どもへの性的な身体的接触の場合に限るとする研究もあれば、胸や性器の愛撫、またはあるいは及び、未遂または既遂の指先またはペニスによる侵蝕を指すものもある（Wyatt 1999）。ほかのものは、求められていないすべての性的な行動を性的虐待と定義づけ、子どもの前で性器を露出したり、ポルノの道具などを見せたりすることなどもこれに含む（Goldman 1997）。
児童への性的虐待のケースは、虐待のタイプが愛撫なのか既遂の侵蝕であるかにかかわらず、当局には報告されないことがほとんどである(Wyatt 1999)。児童への性的虐待についての広がりに関する研究は、成人を対象に児童期の経験についてインタビューを行いデータを収集した。北アメリカでの研究では、女性によって報告された性的虐待の率は2％～62％に及んでおり、男性では3％～16％であった（Finkelhor 1994）。
イギリスにおける18～24歳の成人2,869名の児童期の経験についての調査によると、19％が虐待を受けたと報告し、さらに、５％は13～15歳のときに合意の上で「危険な」での性行為を５歳以上年上の人と行ったことが分かった（Cawson 2000）。途上国においてなされている研究ははるかに少ない。
子どもに対する性的な虐待におけるリスク要因としては、女児であること、ドメスティック・バイオレン
ス、親の愛着の未発達や、親のアルコール依存症などがある（Fergusson 1996, Mullen 1998）。女児の社会的隔離は、虐待のリスクをほぼ２倍にする（Fleming 1997）。10歳から12歳以下の前思春期の子どもはもっともリスクが高く、次いで６～７歳の子どもの時期に２番目に小さなピークがある（Finkelhor 1986）。
加害者は、家族か、子どもが知っている家族の知人であることが多い。これらのリスク要因がわかっているにもかかわらず、性的虐待は、すべての人口学的・民族・家族集団において、男性と女性の両方について報告されており、また加害者は、家族内の者だけではなく家族外の者も含まれ（Finkelhor 1993）、成人であることも、青少年の性的虐待のケースにおいては、ほかの若者であることもある。
児童期の性的虐待を受けた経験と、そのサバイバーのもつ不利益な心理社会的アウトカムは関連がある。
たとえば、抑うつ（Roosa 1999）、ＰＴＳＤ（Widom 1999）、反社会的及び自殺的行動（Bensley 1999）、摂食障害（Perkins 1999）、アルコール依存症と薬物乱用（Spak 1998）、産後うつ病と子育ての困難（Buist
1998）、再度の性的虐待被害と性的機能不全（Fleming 1999）などである。これらの研究は回顧的なものであるので、サバイバーのうちどのくらいの割合が不利益な結果を経験しているのか、また、性的虐待がどのように、これらの不利益なアウトカムの他の潜在的なリスク要因と交互作用をしているのかは明確ではない。あるレビュー（Rind 1998）では、児童に対する性的暴行と家庭環境は一貫して交絡しており、成訳

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人期の適応については、家庭環境のほうがより大きな分散を説明していると結論した。しかしながら、その後のある研究は、家庭環境や社会的背景のような、潜在的な交絡因子を多変量解析を通じて統制した場
合、児童に対する性的暴行と成人期の精神病理との関連は小さくなることはあってもゼロになることはな
いと報告している（Fleming 1999）。
教育的プログラムは、子どもと若者に対する性的虐待の発生を減らすための取り組みとして開発されてきた。それらは、加害者、親、教師や医療従事者などさまざまな参加者をターゲットとしてきた(Leder 1999)。
子どもを直接対象とする虐待防止プログラムは、西洋の学校で幅広く採用された（Tutty 1997）。これらのプログラムは、教室で子どもが学習した知識と自衛的行動を現実の状況に移転することを目指すものである。教育プログラムは、虐待の可能性のある状況の識別、「良い接触」対「悪い接触」という概念、虐待がおきた場合にどのようにだれに伝えるかといったテーマを取り扱う（Taal 1997）。さまざまな形式や指導方法が使用されている。映画を見たり、講演を聴いたり、人形劇を見たりするなどの受動的なプログラ
ムもある。また、ロールプレイや自衛的な行動をリハーサルしてみるなどといったもっと積極的な参加を求めるものもある。
多くの国で学校カリキュラムに広範に採用されているにもかかわらず、そのようなプログラムの有効性は論議を呼んだままで残っている。これまで学校ベースの教育プログラムのレビューは二つ刊行されている。
もっとも新しい、16件の公表研究のメタ・アナリシス（Rispens 1997）は、教育プログラムは、特に就学前の子どもに対して、有効であること、ただし、知識は時間とともに減少することを見出した。このメタ・アナリシスでは、アウトカム尺度はたった二つ（性的虐待概念を知っていることと、自衛的行動のためのスキルの習得）しかなかった。その前に行われた、19件の統制試験の系統的レビューは、教育プログラム
は知識と自衛的スキルを高めるが、性的虐待の発生は減少させなかったと報告した（Macmillan 1994）。
しかしながら、このレビューには、RCTでない研究が含まれているため、バイアスのリスクが高く、さらにデータのメタ・アナリシスも行っていない。
教育プログラムは、参加した子どもや青少年に害をもたらす可能性があると示唆されてきた（Taal 1997）。
これは、親のもつ、一般的な懸念であると報告されている（Tutty 1997）。いくつかの研究は、子どもへのネガティブな効果はほとんど、あるいはまったくないと報告している（Tutty 1997）が、そのほかの研究は
潜在的な害の残ることを示唆している。たとえば、年長の子どもは教育プログラムの参加のあと、非性的な身体的接触についてよりネガティブな感情を経験することが見出されている（Taal 1997, Rispens 1997）。
したがって、これらのプログラムについて、有益なアウトカムと有害なアウトカムの両方におけるエビデンスの厳密な評価をし、我々の知識基盤を更新する必要性がある。

目的
以下について評価すること：
１．

学校ベースのプログラムは、性的虐待に関する学童期の子どもの知識と自衛的な行動を向上させ訳

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るのに有効か。
２．

習得された性的虐待に関する知識と自衛的な行動はその後も保持されるか。

３．

性的虐待に関する学校ベースのプログラムへの参加によって、なんらかの害がもたらされるか。

４．

学校ベースのプログラムに参加した後の学童期の子どもに、性的虐待の打明けの増加が見られるか。
５．

プログラムの種類（子どもたちが活動的あるいは受動的に関わるか）と場（初等学校か中等学校か）は、子どもまたは青少年が、性的虐待に関する知識と自衛的行動を得る能力に影響を与えるか。

このレビューの研究を検討するための基準
研究の種類
ランダム化統制試験、または、曜日順、アルファベット順、クラスや学校などの、順番による振り分けによって、介入群と統制群への振り分けが行われた準ランダム化統制試験

参加者の種類小学校または中学校の子どもまたは青少年

介入の種類
性的虐待の概念の獲得、あるいは、自衛的行動におけるスキル習得のいずれかに焦点をあてた学校ベースの教育プログラムが、介入のない場合、または標準的な学校カリキュラムと比較された。

アウトカム尺度の種類
以下に挙げる子どもから得られるアウトカムは、このレビューにおいて重要であると考えられた。
・自衛的行動の向上と維持
・性的虐待と虐待予防概念に関する知識
・時間の経過に伴う知識の保持・親または子どもの不安・プログラムの参加中または参加後の子どもまたは青少年による性的虐待の打明け
レビューに含む研究には、介入群と統制群、そして介入前と介入後（下記参照）の両方において、少なくともひとつの標準化されたアウトカム尺度（標準化された質問票など）が必要である。
標準化された質問票は以下のとおりである。Children's Safety Knowledge and Skills Questionnaire（子ど訳

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もの安全に関する知識とスキルについての質問票)（Kraizer 1981; Kraizer 1986）、Control in Sexual

Conflicts Questionnaire (性的な葛藤でのコントロールに関する質問票)（Taal 1997）、Choice of Safety
Strategy Questionnaire (安全計画の選択に関する質問票)（Taal 1997）、"What If" Situations Test and the
Personal Safety Questionnaire (“もし、～だったら”状況テストと個人の安全についての質問票)（Wurtele
1998）

研究の識別のための検索方法
対象となる試験は、Cochrane Central Register of Controlled Trials (CENTRAL)、2006（イシュー３）と、下記のデータベースの検索を通じて見つけた。
生物医学的科学データベース
MEDLINE：1966年から2006年8月の検索データ
EMBASE : 1980年から2006年8月の検索データ
CINAHL : 1982年から2006年8月の検索データ
PsycINFO : 1806年から2006年8月の検索データ
社会科学データベース
社会学的摘要：1963年から2006年8月の検索データ
社会科学引用索引表：1956年から2006年8月の検索データ
その他
ERIC : 1966年から2006年8月の検索データ
学術論文摘要：1960年後半から2006年

National Child Protection Clearinghouses for the UK, Australia, Canada and USA

以下の検索方法はCENTRALを検索するのに使用した：子ども
ティーンエイジャー
青少年(((#1 or #2) or #3) or #4)
性犯罪
レイプ
近親相姦
(性的攻撃に近い性行為)訳

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(性的虐待に近い性行為)(性的暴行に近い性行為)(性的被害に近い性行為)(性犯罪に近い性行為)(性的強要に近い性行為)(((((((((#6 or #7) or #8) or #9) or #10) or #11) or #12) or #13) or #14) or #15(#5 and #16)

検索用語は、分野による違いに関し、個々のデータベースの要求に応じて変更した。教育プログラムと参加者群に必要なすべての用語を用いた。ランダム化統制試験を特定するための、最適な感度の検索方法を使用した。言語による制限はなかった。検索を行った情報源には、系統的・非系統的レビューの引用文献と検索によって特定した論文の参考文献を含む。未発表の研究を見出すために、その分野の専門家と手紙で連絡した。

レビューの方法論
試験の選択
二人のレビューワ（KZとSW）は、検索から得たタイトルと要旨を、独立してスクリーングし。レビューへの包含基準を満たすと見られた研究のコピーを、全テキストの査定とデータ抽出のために入手した。タイ
トルと要旨によって包含基準を満たしていないことが明確な論文については除外した。レビューに包含するのが適切さかどうかに関し、不明確である場合は、三人目のレビューワ（KW）と協議した。レビューワ
間での不一致はなかった。

方法論の質に関する査定
レビューに含めた研究は方法論の質について評価した。レビューに含めた研究は、二人のレビューワ（KZとSW）が独立して、一件一件を、『介入の系統的レビューのためのコクランハンドブック（Cochrane Handbook
for Systematic Reviews of Interventions）』に記述されている、割付の隠蔽に関する品質カテゴリーに割り当てた（Higgins 2005）。カテゴリーは以下のとおりである。
（A） 割付けの隠蔽が適切であることを示す（たとえば、ランダムな電話、連番の封印された不透明な封筒の使用など）（B） 割付けが十分に隠蔽されたかどうかが不確実性である（たとえば、隠蔽の方法が不明な場合など）（C） 割付けが適切に隠蔽されなかったことが明らかである（無作為番号のリストが公開されている、一日交代、誕生日の奇数／偶数、病院の番号による準ランダム化など）

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山中多民子（ＤＶ防止プログラム・ファシリテーター）
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研究の質は、割付けの隠蔽の妥当性、フォローアップにおいて失われた割合、ランダム化の質、治療意図に基づく解析、アウトカム査定の標準化と盲検化によって評価した。教育提供者と参加者の盲検化は不可能であると考えられたとしても、アウトカム査定者の盲検化は、不十分な盲検化によりバイアスが生じる
可能性があるため、「満たしている」「満たしていない」、「不明確である」で評定した。レビューワ間のあらゆる不一致は、三番目のレビューワと協議した。

データ管理
データ抽出フォームを開発し、二人のレビューワ（KZ、SW）が独立してデータ抽出を行った。いかなる不一致も、三番目のレビューワ（KW）と協議した。一人のレビューワ（KZ）が、データをRevMan 4.2.7に入力し、他のレビューワがその正確さをチェックした。割付けの隠蔽や、ランダム化、盲検化の方法が不明
確な研究の著者には、追加情報の提供を依頼した。メタ・アナリシス（Saslawsky 1986, Harvey 1988）に含めるには情報が不足している研究や、クラスターランダム化を用いている研究についても、追加情報の提供を求めて、著者に連絡した。しかしその大部分がこうしたリクエストには応じず、リクエストに応じた者も求められた情報やデータの提供はできなかった。すべてのケースについて、著者が依頼を受領したかどうかを確認するのは不可能である。
１件の研究（Saslawsky 1986）は標準偏差は報告していなかったが、Ｆ値を報告していたので、コクラン・
ハンドブックの8.5.2.4セクションに示されている方法をわずかに拡張した手法を用いて、合併標準偏差の計算が可能であった。

介入効果のデータ統合と測定
著者は、介入とアウトカム尺度が十分に似ている場合には、ランダム効果メタ・アナリシスを用いた。カテゴリーデータを報告している研究については、オッズ比と95％信頼区間を合算した。
連続変数については、平均値と標準偏差を報告した。研究によって異なったアウトカム尺度が用いられているので、加重平均平均差（と95％信頼区間）を用いるメタ・アナリシスは不適切であった。標準化された平均差は、アウトカム尺度は異なるものの、同じ構成概念を測定していると考えられる場合に用いた。

欠損データ
欠損データについては、このレビューの結果において詳細に述べ、試験の著者に残っているデータを提供してくれるよう連絡した。

サブグループ分析

訳

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著者は、以下の影響について評価するためサブグループ分析を行う予定であった。
１．

臨床的に異なった介入。例：受動的または能動的な教育プログラム２．

参加者群間の、臨床的に重要な差異。特に、子どもの性別過去の虐待の報告
学校の種別：小学校または中学校

子どもの性別や過去の虐待の報告などといった、サブグループ分析に関連すると想定された事柄について、
元の研究から不十分な情報しか得られなかったため、サブグループ分析は行わなかった。さらに、有意味な比較を行うためには、不十分な数の研究しかなかった。

異質性の査定結果の一貫性を、目視によって、あるいは、サンプリング誤差よりむしろ異質性のために生じている点推定値の分散の割合を示す数値であるI²(Higgins 2002)を検討することによって、評価した。私たちは、異質性が真に存在するというエビデンスの確かさを調べるため、同質性の統計検定によりこれを補った。

バイアスの探求
効果サイズと（サンプルサイズと密接に関連している）研究の精度の関係を探求するために、ファネル・
プロットを計画したものの、研究が少数しかなかったため、ファネル・プロットを描くことはできなかった。将来、このレビューを更新する際、可能であれば、公表バイアスなどの種々のバイアス、小規模研究と大規模研究との系統的な違い、レビューに含めた研究の臨床的多様性などを、可能な解釈としてさらに探求する（Egger 1997）。

感度分析
感度分析を、公表された結果においては、クラスターランダム化に対する補正が不十分なことから生じた分析単位の誤りの影響を把握するために実行した。級内相関係数（ICC）が試験の著者から得られず、また、
子どもの保護のための学校ベースの介入について公表されたICCが見つからないことがわかったため、私た
ちは、暴力防止のための学校ベースのプログラムのレビューで使用されている、0.1から0.2という級内相
関係数を使用した（Mytton 2006）。これは、類似の試験における、公表されたICCの値、0.15をベースにしている（Mytton 2006：CPPRG 1999b）。ICCは、『介入の系統的レビューのためのコクラン・ハンドブッ
ク』において勧められているとおり、それぞれの研究のデザイン効果を計算するために使用した(Higgins
2005)。メタ・アナリシスにおいては、標準化された平均差の効果サイズを計算した。一般的な、分散の逆数関数を用いて重み付けし、ランダム効果モデルの前提を置いた。

訳

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研究の詳細
合計6755個のタイトルを探索から特定した。それらのうち、104件の要旨をレビューした。探索では言語による制限は設けなかったが、すべてのレビュー論文は英語で書かれたものであった。選抜された104件の要旨のうち、57件はレビューとの関連がなく、26件は、レビュー論文、メタ・アナリシス、などの二次分析であった。残りの研究のうち、22件はフルペーパーとして正式にレビューし、７件は学校ベースの介入でなかったり、ランダム化や準ランダム化がされていなかったりしたため除外し、先行した結果（Tutty
1997）の二次分析を報告した１件の論文（Tutty 2000）については、含まれている研究の二次文献のリス
トに追加した、
最終レビューには、すべてが上記に示したような電子検索で見つけた、16本の論文において公表されているデータからなる、15件の試験が含まれた（含んだ研究の表を参照）。

灰色文献のレビュー
イギリス、オーストラリア、カナダそしてアメリカの国立児童保護情報センターを検索したが、他には試験が見つからなかった。

未発表研究
関連未発表データに関する情報は、各国あるいは国際的な児童保護メーリングリストを通して探索され、この分野の著者や専門家にも連絡した。他にＲＣＴは確認されなかった。

含まれた研究参加者
５つのＲＣＴにおける参加者の数は、参加者がランダム化された５件のRCTでは、48人（Fryer 1987）から231人（Tutty 1997）、クラスターがランダム化された10件の研究では、74人(Poche 1988)から1269人（Oldfield1996）にわたった。８件の研究（参加者がランダム化された１件の研究及び、７件のクラスター化RCT）は、それぞれ200人以上の参加者があった（含んだ研究の特徴に関する表を参照）。12件の研究では男性と女性の参加者の数はほぼ同数であった。性別が記録されていない研究が２件あり（Harvey 1988; Fryer 1987）、
女性だけの研究も１件（Lee 1998）あった。

学校設定
学校設定は以下の通りである。４件の研究（Blumberg 1991; Fryer 1987; Harvey 1988; Poche 1988）は年

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山中多民子（ＤＶ防止プログラム・ファシリテーター）
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少の小学生（就学前から2年生まで）、、４件の研究（Dake 2003; Hazzard 1991; Wolfe 1986; Kolko 1989)

は年長の小学生、、５件の研究（Hebert 2001; Oldfield 1996; Saslawsky 1986; Tutty 1997; Wurtele 1986)
は年少と年長の小学生について行われていた。２件の研究は高校で行われており、そのため小学生向け質問紙よりもさらにデートレイプや性的暴力に重点が置かれた（Lee 1998; Pacifici 2001）。１件の高校での研究（Lee 1998）では、４校の特殊学校に在籍する、軽度の知的障害をもつ思春期の中国人の女性が参加者であった。そのほかの参加者はすべて、カナダとアメリカの一般学校に通学しており、12件の研究は都市の学校、２件の研究は地方の学校(Wurtele 1986, Harvey 1988）、１件の研究では都市と地方の両方（Dake2003）で行われたた。過去に虐待の報告があったことに基づいて、参加者を選んだ研究はなかった。

介入群と比較群の活動
すべての介入は、ロールプレイや映画／ビデオ鑑賞や討議などのさまざまな組み合わせを伴った活動的な教育プログラムを使用していた。８件の研究では、ＴＯＵＣＨプログラム（Saslawsky 1986; Wurtele 1986）、
ＳＴＯＰ！(止める、誰かに言う、自分自身の体の所有、自衛) （Blumberg 1991）、ＣＡＰＰＰ（児童虐
待初期防止プログラム）（Blumberg 1991）、ＴＲＵＳＴ（Oldfield 1996）、Good Touch/Bad Touch programme(良い接触・悪い接触プログラム)（Harvey 1988）、ＢＲＴ（行動スキルトレーニング）(Lee 1998; Wurtele1986)、ＥＳＲＡＣＥ（Hebert 2001）、Children Need to Know Personal Safety Training Programe（子どもに必要な個人の安全トレーニングプログラム）などの確立された防止プログラムを使用していた。
７件の介入は、短時間（合計時間90分以下）（Blumberg 1991, Hebert 2001, Oldfield 1996; Poche 1988;

Saslawsky 1986; Wolfe 1986; Wurtele 1986）であり、残りは長時間（90分～320分）であった。１件の研究（Harvey 1988）は、７週間にわたる３回のセッションによる介入の効果を測定した。10件の研究は、統制群は、待機リストに載るか、標準的なカリキュラムを受講した。残りの５件の研究では、統制群への介入は、自己概念についての討議（Saslawsky 1986）、児童虐待に関する内容を欠いたマルチメディアによるプレゼンテーション(Harvey 1988, Wurtele 1986)、防火講座（Blumberg 1991）、注意統制プログラム(Lee 1998)であった。

アウトカム尺度
自衛行動
２件の研究では、シュミレートされた誘拐状況における行動の変化を測定し、その状況への子どもの対応をモニターした（Poche 1988; Fryer 1987）。どちらの研究も「シュミレート・ストレンジャー・テスト（見知らぬ人を用いた模擬テスト）」を自衛行動の査定に使用した。

知識
知識のアウトカム尺度は研究により様々であり、５件の研究（Hebert 2001; Wurtele 1986; Saslawsky 1986;

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山中多民子（ＤＶ防止プログラム・ファシリテーター）
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Lee 1998; Harvey 1988）は、複数の知識尺度を用いた。知識尺度は、質問票による尺度と、特定の状況下での安全行動についての子どもからの反応を引き出すための挿話（想定状況）や視覚的な刺激を用いた尺度に大別される。１件の研究（Blumberg

1991）では挿話のみを用い、７件の研究（Dake 2003, Hazzard

1991; Kolko 1989; Oldfield 1996; Pacifici 2001; Tutty 1997; Wolfe 1986）では質問票による尺度、５件の研究（Harvey 1988; Hebert 2001; Lee 1998; Saslawsky 1986; Wurtele 1986）はその両方を使用した。
質問票による尺度
４件の研究（Hebert 2001; Oldfield 1996; Tutty 1997, Fryer 1987）はChildren's Knowledge of Abuse

Questionnaire（虐待に関する児童の知識アンケート）（ＣＫＡＱ）、４件の研究（Hebert 2001; Saslawsky
1986; Wurtele 1986; Lee 1998）はPersonal Safety Questionnaire（個人の安全アンケート）（ＰＳＱ）、１件の研究（Kraizer 1981）はChildren Need to Know Knowledge Attitude Test（子どもに必要な知識と心構えのテスト)（ＣＮＫＫＡＴ）を用いた。１件の研究（Tutty

1997）は、ＣＫＡＱ－Ｒのを２つの要素を単一尺度として扱う、ほかの研究とは異なり、ＣＫＡＱ－Ｒの２つの要素を別々に報告した。１件の高校研究（Pacifici 2001）は、４件の下位尺度をもつ、Sexual Attitudes Surveuを用いた。そのほかの標準化された知識に関する質問紙（Wolfe 1986; Dake 2003; Hazzard 1991; Kolko 1989; Harvey 1988）も使用された。

挿話（想定状況）または視覚的刺激による尺度"What If" Situations Test（“もしも～なら”テスト）（ＷＩＳＴ）は３件の研究（Lee 1998; Saslawsky 1986;
Wurtele 1986 1986）が、Touch Discrimination Task（接触識別テスト）は１件の研究（Blumberg 1991）が用いた。残りの２件の研究（Harvey 1988, Hebert 2001）は、絵や読み聞かせにわたるアプローチを用いた。
知識の向上を査定するための研究が、複数の尺度を用いていることは、この系統的レビューの着手時には予期していなかった。二つのタイプの尺度の実施方法は異なる。質問票による尺度は、１件の研究（Saslawsky 1986）を除くすべてにおいて自記式の質問紙として実施され、挿話または視覚的刺激による尺度は面接によって行われた。実施方法や子どもから求められる反応のタイプが異なるため、これら二つのアウトカムは子どもの知識に関する異なる側面を測定している可能性があることを意味する。それゆえ、
これらは、異なる知識アウトカムであると考えると結論した。加えて、小学校と介入、アウトカム、参加
者と、中学校で用いられた介入、アウトカム、参加者は、分けて考えることができるほどに異なっていた。
したがって、結果は、学齢ごとに、また、質問票によるものと挿話によるものという二つの知識アウトカ
ムに分けて示す。

学習された自衛的行動と知識の、時間経過における保持
自衛的な行動スキルの、当面の介入期間直後を超えた、保持を査定している研究はない。知識の保持につ訳

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山中多民子（ＤＶ防止プログラム・ファシリテーター）
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いて言えば、２件の研究（Dake 2003; Fryer 1987）はテスト直後の知識のみを報告している。６ヶ月後の知識の保持を測定した研究（Kolko 1989）が１件あった。最も長いフォローアップ期間は12ヶ月であった(Hazzard 1991)。ほかのすべての研究（Blumberg 1991, Harvey 1988, Hebert 2001; Lee 1998; Oldfield

1996; Pacifici 2001; Poche 1988; Saslawsky 1986; Wolfe 1986; Wurtele 1986）では、フォローアップ測定
は、介入の２，３ヶ月後であった。
２件の研究（Harvey 1988, Kolko 1989）は、介入群と統制群の知識保持を比較した。残りの研究では、統制群がその後介入を受けたために、フォローアップにおいて、統制群との比較はできなかった。

性的虐待に関する学校ベースのプログラムへの参加がもたらす害
害に関する情報は６件の研究が活発に測定した（Hazzard 1991; Hebert 2001; Lee 1998; Oldfield 1996; Tutty
1997; Wurtele 1986）。害は、State-Trait Anxiety Inventory for Children（STAIC）（児童用状況特性不安表）」（Hazzard 1991; Oldfield 1996）、Revised Children's Manifest Anxiety Scale（RACOMAS）（改訂版児童用
顕在性不安尺度）（Oldfield1996）、Fear Assessment Scale（恐怖査定尺度）（Lee 1998）、Appropriate

Touch subscales of the CKAQ（適切な接触におけるCKAQサブスケール）（Tutty 1997）、保護者満足度
アンケート（Hazzard 1991; Hebert 2001; Tutty 1997; Wurtele 1986）を使用して測定された。害についての記述はあるが測定がなかった研究が２件あった(Fryer 1987; Kolko 1989)。

含まれた研究の方法論の質
割付の隠蔽
14件の研究が、参加者をランダム化したと述べていた。１件の研究（Kolko 1989）は準実験であった。１
件の研究（Pacifici 2001）は、『介入の系統的レビューのためのコクランハンドブック』（Higgins 2005）におけるガイドラインの定義に従うと、割付の隠蔽が適切であると考えられた。２件の研究（Pacifici 2001;

Dake 2003）は、コンピュータによるランダムを用いた。他の12件の研究は、論文においても、著者への後日連絡においても、ランダム化の方法または割付の隠蔽に関するいかなる情報も報告していない。

ランダム化の単位
10件の研究ではクラスターランダム化の手法が使用された。ランダム化の単位は、５件の研究（Blumberg
1991、Oldfield 1996; Poche 1988; Wolfe 1986; Pacifici 2001）では学級単位、５件の研究（Dake 2003;

Hazzard 1991; Hebert 2001; Lee 1998; Kolko 1989）では学校単位であった。しかしながら、１件の研究では（Poche 1988）学級のランダム化は、通学している学校とは独立ではなかった。すなわち学級は学校ごとにランダム化された。すべてのクラスターランダム化研究において、分析単位の誤りがあった。つまり、すべての研究において、学級または学校ではなく、個人に関する結果が報告され、級内相関係数はひとつ

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アップロード 2010 年 2 月 12 日も報告されなかった。
残りのランダム化比較試験では、ランダム化の単位は生徒個人であった。個人レベルでランダム化した研究のうち３件（Wurtele 1986; Fryer 1987; Saslawsky 1986）は、介入期間中のある日のアウトカムを評価することで、統制群と介入群の子どもたちの間の議論の機会を最小限にした。２件の個人をランダム化した研究(Harvey 1988; Tutty 1997）はアウトカムを数週間遅らせて評価したので、群間の伝達が、群間の差
異を減じている可能性がある。
１件の研究では準実験が行われた（Kolko 1989）。すなわち、学校は、学区ごとに、治療群か統制群に割り当てられた。この研究では、１つの統制校と、６つの介入校が対象であった。

アウトカム査定者の盲検化６件の研究（Blumberg 1991, Harvey 1988; Oldfield 1996; Pacifici 2001; Saslawsky 1986; Wurtele 1987）
が、アウトカム査定者は、介入群について盲検化されたと報告した。５件の研究（Dake 2003; Hazzard 1991;

Hebert 2001; Kolko 1989; Lee 1998）では、アウトカム査定者は介入への割付について盲検化がなされていなかった。４件の研究（Fryer 1987; Poche 1988; Tutty 1997; Wolfe 1986）においては、盲検化の有無が不明確であり、また著者への連絡によっても、明確にすることができなかった。

フォローアップにおける損失
フォローアップにおいて失われた参加者の数は様々であった。７件の研究（Hebert 2001; Oldfield 1996;

Poche 1988; Saslawsky 1986; Tutty 1997; Wolfe 1986; Wurtele 1987）は、損耗率は報告していない。残りの研究では、全体としての損耗率は、10％未満から（Blumberg 1991、Fryer 1987; Hazzard 1991; Kolko 1989;
Lee 1998）、16％（Pacifici 2001）、21％（Harvey 1988）、24%（Dake 2003）まで様々であった。３件の研究のみ、フォローアップにおける介入群と統制群の損耗が比較できる方法で、結果を報告している。つまり、Blumberg（1991）は、ロールプレイ群の８％、マルチメディア群の３％、統制群の５％、Fryer（1987）
は、介入群の４％、統制群の12％、Kolko（1989）は、介入群の７％、統制群の12％が損耗したことを報告している。治療の意図に基づく分析を報告した研究はなかった。

結果
自衛行動の発達２件の研究は介入後の行動変化を測定した（Fryer 1987; Poche 1988）。どちらも小学校低学年の参加者を対象とした。１件の研究は（被験者74名）（Poche 1988）、子どもが「嫌だ」と言うか、または模擬の誘拐者と一緒に行ってもいいかという許可を親か教師に求める必要性を声に出したか、または接近されたと

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きに逃げたかどうかについて、測定を行った。この研究では、何もプレゼンテーションを受けていない子ども(15％)、標準的なプレゼンテーションを受けた子ども(56％)、自衛的行動スキルを教えるビデオを見た子ども(79％)、ビデオを見た後で安全な行動のリハーサルに参加した子ども(89.5％)について、肯定的な行動をした子どもの比率に大きな差が見られた。この研究はクラスターランダム化を使用しているが、分析に当たっては、これを補う補正をしていないので、分析単位の誤りが生じている。もう１件の研究（被験者48名、個人レベルのランダム化）（Fryer 1987）は、介入を受けた子どもの方が、介入を受けていない
統制群よりも、模擬の誘拐者と一緒に行ってしまう傾向が小さい（21.5% vs 47.6％, p=0.05）という結果を見出した。
メタ・アナリシスを行うにあたっては、ビデオと行動リハーサルに関するFryerの研究にもっとも類似している、Pocheの研究の介入だけを対象とした。比較は、常に統制群を対照にして行われた。クラスターランダム化に対する修正なしに、ランダム効果モデルを使用したメタ・アナリシスは治療群が有効であることを示した。オッズ比 6.76, 95%信頼区間 1.44, 31.84 (比較 01 結果 01)。異質性は中程度であった（I²＝56％）。感度分析は、クラスターランダム化について、Pocheの研究を補正した効果の査定をするために行われた。修正を要する研究のサイズは小さく、推定されたICCについて修正することによって得られたデータは、整数になるよう四捨五入された。この方法を用いると、ICC=0.1と想定した場合、OR=7.02(1.24,
2

2

39.63, I =57.5%) (比較 01 結果 02)。 ICC=0.2と想定した場合, OR=6.17 (1.30, 29.23, I =44.2%) (比較 01 結果 03)であった。

上記の査定に加えて、Fryer (1987)は、自尊心の尺度のひとつである、Harter Perceived Competence Scale forChildren（ハーターの児童用認知コンピテンス測定尺度）(HPCS)( Harter 1982)と、Children's Knowledge ofAbuse Questionnaire (児童用虐待に関する知識アンケート)(CKAQ)を使用した。これらの測定尺度の結果は介入群と統制群との比較としては報告されなかったが、介入群の行動変化に対する、知識と自尊心の影響を評価するのに用いられた。彼らは、知識と自尊心は、自衛的行動の結果を予測することが分かったと報告した。すなわち、介入後の知識得点が上昇した自尊心の高い子どもは、同じグループの子どもと比べ、被害を予防するための行動を示すということである。

性的虐待と自衛的行動についての、子どもの知識の向上
初等学校
質問票による尺度
11件の研究が、小学校において、質問票によるアウトカム尺度を使用している。１件の研究は、知識アウ
トカムを、別個のアウトカムとしては報告していない（Fryer 1987）。ほかの２件の研究は、アウトカムを報告しているが、メタ・アナリシスに含めらるような仕方ではデータを提供していない（Harvey 1988;

Saslawsky 1986）。これらの２件の研究は、個人単位でランダム化を行い、介入群における統計的に有意訳

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山中多民子（ＤＶ防止プログラム・ファシリテーター）
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な知識の向上を報告している。１件の研究（Harvey 1988)は、妥当性が確認されていない知識検査を用いていた。別の１件の研究(Saslawsky 1986)は、標準偏差を報告していなかった。Personal Safety

Questionnaire(個人の安全に関する質問票)(ＰＳＱ)について合併標準偏差を計算して、メタ・アナリシスに含められるようにした。
９件の研究をメタ・アナリシス(比較 02 結果01)に含めた。１件の研究(Hazzard 1991)は、介入群を２つ（教師と子どもを訓練する群と、子どもを訓練する群の比較)を設定したが、２つの介入群の間に差は認められなかった。著者はその後、分析のために、両方の介入群の結果を一つの介入群として、合算した。この組み合わされた結果を、メタ・アナリシスで用いた。合算された介入群は、統制群と比較して有意に高2

い知識得点を示した。このメタ・アナリシスの結果は、高い異質性(I =66.4%, P=0.0002)を伴う、知識の向上（SMD 0.59; 0.44, 0.74)を示している。このメタ・アナリシスに含まれた研究は、６件のクラスター
ランダム化された研究で、すべての分析は、分析単位が誤っている。クラスターランダム化された研究のうち、３件は学校によるランダム化（Dake 2003; Hebert 2001; Kolko 1989）、３件は学級によるランダム化（Wolfe 1986; Hazzard 1991; Oldfield 1996）が行われていた。感度分析によって、分析単位の誤りを補正するために上記で述べた仕方で、ICCを推定した。同じ値のICCを、ランダム化された学校とクラスの両方に適用した。ICC=0.1として補正した際のメタ・アナリシスの結果は、SMD 0.6 (0.45, 0.75) (比較 02 結果 02)であり、ICC=0.2として補正した際の結果は、SMD0.57 (0.44, 0.74) (比較 02 結果 03)であった。
2

2

ICCによる補正を高めると、異質性は減少し、それぞれI =28.1% (P=0.19) と I =0% (P=0.45)であった。分
析単位の誤りの補正をすると、個々の研究の信頼区間は広くなった。

絵または台詞付視覚教材の測定
５件の小学校における研究は、挿話ないし視覚刺激を用いた尺度（Blumberg 1991, Harvey 1988, Hebert

2001; Saslawsky 1986; Wurtele 1986）を用いた。１件の研究（Harvey 1988）は標準偏差を報告していな
いため、メタ・アナリシスに含めなかった。この研究は、介入群のほうがより良い、統計的に有意な集団間の差を報告した。著者は７週間にわたる３回のセッションによる介入の効果を測定した。介入群は、良い接触／性虐待的な接触検査（共分散分析（ANCOVA）、修正平均

6.95 vs 5.74、ｐ＜0.05）において、より良い結果を示したが、子どもに、その教材が取り扱った内容に関連する性的虐待の場面を同定させた
ところ、有意差は見られなかった（直接検査7.91 vs 7.28、NS）。もう１件の研究（Saslawsky 1986）

も標準偏差を報告していなかったので、レビューの著者が、メタ・アナリシスへの包括を可能にするためにあらためて計算した。この結果、４件の研究（Blumberg 1991; Hebert 2001; Saslawsky 1986; Wurtele1986）をメタ・アナリシスに含めた。Blumberg (1991)は、二つの介入群を用いたが、メタ・アナリシス
においては、両群は合算された。全体としてのSMDは0.37(0.18、0.55)(比較

02

アウトカム

04)であっ2

た。メタ・アナリシスの異質性は、I =0%、P=0.43であり低かった。２件の研究（Blumberg 1991; Hebert2001）は、クラスターランダム化されたデザインであった。分析単位の誤りの影響を査定するために、感度分析が(上述の)推定されたICCを用いて行われた。ICC=0.1の場合、全体としてのSMDは0.35 (0.13, 0.58)
22

I =0%、P=0.45 (比較 02 アウトカム 05) であり、ICC=0.2の場合、 SMD は 0.48 (0.18, 0.79)、 I =0%,P=0.85 (比較 02 アウトカム 06)であった。したがって、分析単位の誤りを補正することで、介入効果の訳

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推定値の精度は下がった。

高等学校の研究１件の高校での研究（Pacifici 2001）は持続的な介入を行い、一本のアウトカム尺度の４つの下位尺度について報告した。試験を行った著者は、MANOVAにおいて統計的な有意差を報告していない。
１件のクラスターランダム化研究（Lee 1998）では、軽度の知的障害を持つ思春期の女性の、知識とスキルの評価を行った。持続的な介入が行われ，児童の性的虐待の予防とは無関係の介入を受けた比較群と比較された。この研究は、以下の知識アウトカムにおける有意な改善を報告した。すなわち、WISTでは、14.97
vs 9.32, p<0.001で、Personal Safety Questionnaire（個人の安全に関する質問票）(PSQ)では、8.97 vs 7.97,
p<0.005であった。知能指数と介入効果は、参加者が適切な要請を認識できるかどうかを測定したアウトカ
ム尺度について、プラスに関連していた（ｒ＝+0.24, ｐ＝0.04）。

学習された自衛的行動と知識の、時間経過における維持２件の研究（Harvey 1988, Kolko 1989）が、介入群と統制群について、知識の維持を比較し、２件とも、統制群に比較して治療群では、知識保持が有意に良好であったことが報告した。Harvey(1988)は介入後７週間での知識を再査定した(平均値 3.57 vs 2.08, p<0.01)。MANCOVAの結果しか報告されていないため、
この結果は、メタ・アナリシスでは利用できなかった。Kolko (1989)は、介入６ヵ月後の時点で、自覚（p<0.01,
平均値差 1.2 (0.96, 1.44)）と、プログラム概念／スキルに関する正しい知識(p<0.0001, 平均値差 0.60
(0.08, 1.12)が有意に保持されていることを報告した。
１件の研究(Wurtele 1986）は、６週間後のすべての介入群のPSQ得点とWIST得点を再査定した。全体としていずれの知識尺度についても、有意な時間効果があった。BST群のPSQ得点は非有意の減少を示した。それ以外のすべての群は、いずれの尺度についても、時間経過後の知識の上昇を示した。軽度の知的障害を持つ少女の研究（Lee 1998）では、介入２ヶ月後の介入群は、PSQ得点とWIST得点を維持していた。しかしながら、その介入群は、２ヵ月後のフォローアップにおいて、適切な接触の理解について減少傾向を示した。
２件の研究は、介入およそ３か月後の保持を査定した(Oldfield 1996; Saslawsky 1986）。１件の研究(Oldfield 1996)は、介入群から無作為に抽出した児童（被験者111名、各学年一学級）を対象に、知識の保持について知るために、介入３ヶ月後に再テストをした。CKAQ得点が増加しており、また、習得が難しいとされる項目（権威的存在に「嫌だ」と言ったり、秘密を守ることに関する適切な判断をしたり、信頼している成人が児童虐待の加害者になりうることなど）が時間が経過しても安定していることが分かったが、統計的有意検定は報告されていない。ほかの研究(Saslawsky 1986）は、介入群における、介入後の最初のテストの３ヶ月後の、２つの知識変数の平均得点を報告している。平均得点は、時間が経過に伴い非有意の上昇を示した。

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最も長いフォローアップ期間は介入後12カ月間であった(Hazzard 1991)。この研究は、介入を受けるかど
うかを前もってランダム化されていた、二つの学校の311人の適格な児童のうち、103人に対して知識得点の試験を行った。フォローアップに一校が参加せず（n=74）、学校に通わなくなった児童がおり、また、同意書を出さない保護者がいたため、結局、フォローアップの対象にできたのは、もともとのサンプルの３分の１未満であった。フォローアップに参加した児童は、二つの群にランダム化され、そのうち一つは１時間のブースターセッションを受けた。12ヵ月後のフォローアップにおいて、ブースターセッションを受けた群と受けなかった群の間には有意な差異はなかった。両群について、６週間後と、１年後のフォローアップにおける得点を比較すると、時間経過に伴う、有意な変化は示されなかった。

性的虐待に関する学校ベースのプログラムへの参加により生じる害２件の研究が、介入群において、不安の有意な増加がないことを報告している。Oldfield (1996)の分散分
析の結果は、F(1,593)=0.05, p=0.825であった。Hazzard (1991)の繰返し測定の共分散分析の結果は報告されていないが、有意でなかったと書かれており、介入群の平均値は29.7、統制群の平均値は29.9で、標準偏差は報告されていない。３件の研究が、副作用を報告している。たとえば、介入群の13％～25％の子
どもが見知らぬ人に対してより恐怖を感じるようになり(Hazzard 1991; Hebert 2001)、依存的な行動を増加させ(13%)( Hebert 2001)、より攻撃的な行動を仲間(15%)やきょうだい(29%)に対してとり(Hebert 2001)、
子どもの５％未満が、介入後、悪夢や夜尿、登校を渋ったり、泣きやすくなるなどネガティブな反応を示した（Tutty 1997; Hazzard 1991）。副作用に関する、メタ・アナリシスは行わなかった。含めた研究のう
ち、副作用について、介入群と統制群を比較したのは、３件だけであった。２件の研究は、State-Trait Anxiety

Inventory for Children（児童用状況－特性不安検査）（STAIC）(Hazzard 1991; Oldfield 1996)を使用した。
１件の研究は、知的障害をもつ高校生という、異なる集団において、恐怖の測定を行った(Lee 1998)。害に関する、これらの研究以外の記述は不十分であり、介入群と統制群の両方について述べているのか、あるいは、介入群のみについて述べているのかが、確かでない。
学校ベースプログラムに参加後の学童期の児童の性的虐待の打明けの増加

現在または過去の虐待の打明けについては３件の研究が記録している（Oldfield 1996; Hazzard 1991;

Kolko 1989）。１件の研究（Kolko 1989）は、両群において、身体接触の経験を報告した子どもの数を記録するだけでなく、子どもに、不適切な接触を大人に対してどのくらいより打明けるつもりかを尋ねることによって、打明けの変化を測定した。この研究は準実験であり、学区ごとに割り当てられた、６つの非ランダム化介入群と、１つの統制群がある。この研究は、受講後に、身体接触の経験を報告した子どもの比率については、介入群と統制群の間に、有意差はないと報告した(11.3% 対 0%, p=0.07)。また、介入校
６校のうち５校において、ガイダンス・カウンセラーに対して計20件の打明けがあったのに対し、統制群の学校では１件もなかった。介入群と統制群を比較した分析は報告されていない。１件の研究(Hazzard
1991)は、打明けは測定しているが、データ報告手法のせいで、介入群と統制群を区別できなかった。526

訳

23
山中多民子（ＤＶ防止プログラム・ファシリテーター）
アップロード 2010 年 2 月 12 日

名のうちの８名(1.5％)の参加者が進行中の性的虐待を報告し、20名(3.8％)が過去の性的虐待を報告した。
進行中の身体的虐待５件と、過去の身体的虐待１件も報告された。１件の研究（Oldfield 1996）は、1269
名の子どものうち５件の打明けがあったことを報告している。４件が介入群から、１件が統制群からであった。打明けの真正性の確認の仕方は研究により異なり、児童保護サービスに確認したもの（Oldfield 1996）
もあるが、それ以外の研究での確認の仕方は不明確であった(Kolko 1989; Hazzard 1991)。２件の研究のランダム効果メタ・アナリシスは、介入プログラムを受けた子どもの打明けのオッズ比の増加は有意でな
2いことを示した（オッズ比 4.8 (0.85, 27.18) I =0%, P=0.70 (比較 03)。分析単位の誤りについて調整したランダム効果メタ・アナリシスの結果は、ICC=0.1の場合オッズ比2.4（0.27, 21.35)、ICC=0.2の場合
オッズ比1.84（0.20, 17.34）であった。

プログラムの種類、年齢、場の効果
１件の研究だけが、介入の種類が能動的な場合と受動的な場合を直接比較している(Blumberg 1991)。ロー
ルプレイと、映像を含むマルチメディアという、２つの異なった提示方法が、非介入の統制群と比較された。得点の変化に対し、ANOVAが行われた。統制群と比較して、３つの介入群は、Total Touch Discrimination
Scoresについて、統計的な有意差があった(F(2,225)=3.95, p<0.05)。本レビューの著者が、ロールプレイ
群とマルチメディア群という二つの介入群を比較したところ、平均値に差が見出された(95% CI 0.06,0.70)。不均等なグループサイズについて調整したその後の分析では、統制群と比較して、ロールプレイ群
のみが、（ロールプレイ群に有利な）有意差があった(t(225)=4.80、 p<0.05)。
10件の研究が、知識の向上に対し年齢の影響があるかどうかを調査し、７件の研究で有意な関連が見出された（Dake 2003; Hazzard 1991; Hebert 2001; Lee 1998; Oldfield 1996; Saslawsky 1986; Tutty 1997）。
１件の研究(Dake 2003)では、年少の生徒の方が年長の生徒に比べ、より有意に多くの知識を増加させた。
４件の研究では、虐待防止について、年長の子どもは年少の子どもと比較して、より有意に多くの知識の増加を示した(Hazzard 1991; Oldfield 1996; Tutty 1997; Saslawsky 1986)。２件の研究は、影響の方向を特定しなかった（Lee 1998; Hebert 2001）。１件の研究（Tutty 1997）は、年少(5～7歳)と年長(8～13歳）の小学生の年齢による差を系統的に見るために、先行研究の二次分析を行い（Tutty 1997）、年少に比較して年長の子どものほうが、介入により知識を伸ばしたことを示した。年齢との有意な関連を見出さなかった４件の研究は、狭い範囲の年齢について行われたものである(Blumberg 1991; Wolfe 1986; Kolko

1989; Harvey 1988)。１件の研究は、研究対象のすべてが高校のある一学年に属するほぼ同年齢であった
ため年齢との関連を検討できなかった（Pacifici 2001）。高校での介入について評価した研究は２件しかなく、そのうち１件（Lee 1998)は効果の方向を示しておらず、また、もう１件（Pacifici 2001）は年齢の効果を検討していないため、初等学校で行われたプログラムの有効性を、中等学校と比較して評価することは不可能であった。介入がどの年齢でもっともよく提供されるのかを確定するためには、年齢を特定したデータの報告は不十分であった。

訳

24
山中多民子（ＤＶ防止プログラム・ファシリテーター）
アップロード 2010 年 2 月 12 日

考察
このレビューのおいて評価された研究の大部分が、知識尺度および、シュミレーションされた危険な状況での自衛行動の、有意な向上を報告している。行動変化に焦点を当てた少数の研究は、介入群の児童のほうがより高い比率で、安全な行動を示す傾向があることを示唆している。ほとんどの研究が、介入の２、３ヶ月後の測定において知識が保持されていることを見出し、２件の研究は、最長１年間にわたるさらに長期間の保持を見いだした(Hazzard 1991; Kolko 1989)。参加者への害は、大多数の研究が測定していな
いが、ネガティブな結果を報告した研究もいくつかあった(Hazzard 1991; Hebert 2001; Tutty 1997)。虐
待の打明けについては、ほとんどの研究がちゃんと報告しておらず、打明けが介入と関連しているかどうかは明らかではない。異なるタイプのプログラムや場（高校または初等学校）の効果と、介入の提供に適した年齢を評価するためには、不十分なデータしか提供されていなかった。
このレビューのほとんどの研究の質は、割付の隠匿と査定者の盲検化が不十分で、フォローアップの損失についての報告が貧弱で、また、多くの研究が、参加者がプログラム参加の結果として何らかの害をこう
むったかどうかを積極的に検討していないため、限定されたものとなった。もうひとつの主要な方法論上の懸念は、含まれている研究のうちの10件が、クラスターランダム化が用いられていたということである。
子どもは、コンタミネーションを減らすためと、実施を容易にするために、学級ごとか学校ごとにランダ
ム化（クラスターランダム化）された。しかしながら、ほとんどの研究は、クラスターランダム化のための適切な分析をしておらず、これは介入効果の過大推定を引き起こしうる。
このレビューの知見を要約し、報告された結果に対する分析単位の誤りの影響を示すために、級内相関係
数を二つ(0.1あるいは0.2)想定した感度分析を用いたメタ・アナリシスを、行動と知識という二つのあうとかむについて行った。知識アウトカムはさらに、質問票に基づくものと、挿話または視覚的刺激に基づ
くものに分類し、それらを別々に分析した。これらの分析は、介入群において、行動と知識がともに、一貫して向上していることを示しているが、介入効果の効果サイズや統計的有意性の推定の妥当性は疑わしい。当初行われた、未補正の分析は、それぞれのメタ・アナリシスに含まれた研究の少なくとも半分で生じている分析単位の誤りを考慮に入れていない。本レビューで想定したICCの値は、含まれた研究のすべて
あるいは一部について、適切であるとは限らない。したがって、これらの研究からの真のICCが得られていたら、あるいは、著者がクラスターランダム化について補正した結果を提供していたら、異なった結果が得られたかもしれない。（行動をアウトカムとする）１件の分析では、サンプルサイズが小さいため、用いた手法の妥当性はきわめて不確かである。その上、学校と学級という二つの単位でランダム化を行っているため、知見の大きさをさらに過大推定しうる研究についても、同じ値のICCを用いた。知識の保持、危害の可能性、児童性的虐待防止プログラムの結果としての虐待の打明け、プログラムの種類や場の効果を評価するために、メタ・アナリシスを行うことはできなかった。
学校における児童性的虐待防止プログラムの実施に関する意思決定を行うにあたり、このレビューの結果を注意して、みなければならない理由はほかにもある。知識をアウトカムとする２つのメタ・アナリシス

訳

25
山中多民子（ＤＶ防止プログラム・ファシリテーター）
アップロード 2010 年 2 月 12 日においては、いずれも、用いられた尺度が多様であり、また、そのため、標準化平均値差として結果を報告せざるを得ないため、それらの結果を実質的に解釈することが難しいからである。標準化平均値差を用いるということは、種々の分析においては、多様な査定の方法を、あたかも、一つに標準化しうる方法であるかのようにみなしたことを意味する。したがって、知識の向上を評価するために、このように得られた数値を、元の尺度上で、解釈しなおすことは容易ではない。であるので、知識を査定した12件の研究のうちの11件において、少なくともひとつのアウトカム尺度において、統計的に有意な結果が報告されていたとしても、その程度の大きさの差が、臨床的に重要といえる知識の増加であるとは限らない。
研究のアプローチにばらつきがあるため、学校における児童性的虐待のプログラムの開発に関する、実際の決定は、困難なものとなっている。第一に、介入の期間の多様さである。このことは学校という場における提供にとって意味を持つし、プログラムの理想的な期間はまだ知られていない。第二に、介入を受けた子どもの年齢群の多様さである。いくつかの研究は、年少児童(5～7歳)に比べて年長児童(8～13歳)において、知識の獲得が有意に優れていることを示し(Oldfield 1996; Saslawsky 1986; Tutty 1997)、このことはプログラムの供給に対し意味を持つ。しかしながら、これらの研究は、年齢の異なる群によって害に差が出るのかどうかは明確にしていない。加えて、児童の性的虐待を防ぐための機会をもっとも良く提供するためには、知識増加に最も適した年齢は、虐待を受けやすい年齢と合わせて考える必要があるだろう。
第三に、複数の研究を比べて、異なるタイプのプログラム提供の仕方を比較するための情報は不十分だが、個々の研究においては、知識がビデオや劇といった異なるメディアによって強化され、討議やロールプレ
イでフォローされたときに、知識や予防行動の向上が見られた(Blumberg 1991; Wurtele 1986; Poche 1988)。
この知見は、更なる探求を支持するものである。
第四に、フォローアップ情報の期間にはばらつきがあり、大部分の研究は短期間のアウトカムのみ（介入の３ヶ月以内）を報告していた。知識の保持は、これらの介入の持続的な便益を評価するために、３～12ヶ月を超えて測定すべきである。もし介入のもたらす便益が12ヶ月以上保持されないのであれば、年に一度はプログラムの再実施することを検討する必要がある。また、この系統的レビューの有用性は、その包含基準が、個々の地域の関心の対象である人々にあてはまるかどうかに依存する。このレビューに含まれる試験のすべてが、アメリカ合衆国で行われたものであることは認めなければならない。他国で実施されたときにも、同様の効果が得られるかどうかはまだわかっていない。
１件の研究(Fryer 1987)の結果は、Harter Perceived Competence Scale（ハーター認知今ぴテンス尺度）
によって測定した自尊心の高い子どもほど、介入後、より優れた自衛行動を示したことが示唆している。
この知見は、自尊心トレーニングを、児童性的虐待防止介入の構成要素として含むべきかを判断するために、さらに研究を行うことを支持している。
たとえば、見知らぬ大人が近づいてきて一緒に行こうと誘ってくるといった、潜在的にストレスのかかった状況に、子どもたちを置くという、シュミレーションを行った研究もある。これは、研究者にとって、子どものもっている知識が、実際に適切な行動として表れるのかどうかをテストするためにできる、もっとも肉薄した方法だが、参加者に不安を引き起こさないよう、または、将来同様のできごとがあったとき

訳

26
山中多民子（ＤＶ防止プログラム・ファシリテーター）
アップロード 2010 年 2 月 12 日に子どもの感性を鈍くしてしまわないよう、こうしたアウトカム査定の影響は、厳密にモニターしなければならない。加えて、介入ののち、性的虐待や身体的虐待が打明けられることがある。そうした打明けがどのように扱われたかに関する詳細は示されていない。このような介入が実行されるのであれば、打明けに対処するための適切なシステムは重要である。
仮にほとんどの参加者が、知識と自衛行動をうまく身につけ保持したとしても、それが直ちに、虐待のリ
スクを減らすとは限らない。子どもにとって、実際の生活場面に、自分の知識を適用するのが難しいこともあるし、教育プログラムに関連付けるのが困難だと思うであろういろいろな方法でうまく強制されてし
まうかもしれない。したがって、知識と自衛行動の向上が、児童の性的虐待の見込みを減らすかどうかは、
未解決の課題である。この問いに答えを出すには、大規模のコホート研究の長期間のフォローアップが必要であろう。しかしながら、大規模のコホート研究でさえ、子どもの性的虐待の発生の変化に関する決定的なエビデンスを提供するとは限らない。なぜなら、子どもの性的虐待は見つけにくく、立証困難だからである。
介入が、性的虐待に関する自衛行動と知識を向上させるように見えるが、知識の向上を、子どもの安全を保障する大人の責任の代替とみなさないことが、重要である。また、教育の向上を、性的暴力によって傷つけられた者に対する適切な医学的・法的な対処の必要性に置き換えてはならない。これらのプログラム
が、児童の性的暴力の発生を減らしたり、暴力を受けた子どもに対する必要なサービスにアクセスを容易にしたというエビデンスはない。本レビューの知見は、たとえば、学校以外での場や、子どもや青少年の社会的状況や経験の変化といった、有効な予防的介入を取り巻く状況において、考える必要がある。
このレビューを生み出すにあたり、私たちの目的は、入手できるエビデンスの、バイアスのないレビューを提供することであった。それゆえ、私たちは、報告については包括的、方法論については明示的であろうと努めた。メタ・アナリシスを産出するための方法論に関する決定は、容易でわかりやすく情報を要約することの追求と、重要な方法論的な陥穽が存在する際に結果を適用する危険性との間のバランスを含む。
複雑なものでである。私たちは、上述したような注意点を伴うメタ・アナリシスを示し、私たちが選択した道筋に関する議論や意見を求めたい。過剰な解釈をしてしまうことに伴う危険性に対処するためのアプ
ローチの一つは、傾向がよく分かるように、メタ・アナリシスをせずにフォレストプロットのみを提示し、現実世界への応用を保証できるかどうかが不確実である限り、過度に熱心に、結果を現実世界に応用させないというものである。

レビューワの結論
実践に対する影響
現在、学校では児童への性的虐待を防ぐことを目的としたさまざまな介入が実施されている。このレビューで評価された研究は、シュミレーションされた危険な状況における自衛行動の向上、ならびに、知識尺

訳

27
山中多民子（ＤＶ防止プログラム・ファシリテーター）
アップロード 2010 年 2 月 12 日

度においても有意な向上を報告している。しかしながら、それらの研究は害も報告しており、こうした介入による影響をモニターし注意を払う必要性があることを例証している。加えて、それらの研究には有効性の過大推定を招くおそれのあるいくつかの方法論上の弱点がある。こうした介入は、子どもの安全を促進するための地域全般の取り組みの一部として、相当に有用となりうる。さらに言えば、虐待についての
子どもの知識の向上は、子どもの安全を保障するという社会の責任への代替と見なしてはならない。つまり、介入によってこうした領域における子どもの知識を向上させることは、子どもが、将来、実際の虐待的な状況になったとき、その知識を用いることができないことによって起こるかもしれない虐待に対して、どんな形であれ、子どもに「責任がある」ことを意味するのではないことを強調しなければならない。

研究に対する影響
今後の研究は、研究デザイン問題、特に、クラスターランダム化試験における分析単位の誤りに、対処すべきである。クラスターランダム化を用いる今後の研究は、級内相関係数を公表すべきである(Campbell
2004)。公表されれば、メタ・アナリシスはより頑健となり、年齢群や介入アプローチの違いについて検定するには、不十分なサンプルサイズと検定力を克服できるであろう。
子どもへの性的虐待のプログラムの提示についてどのような形が最適であるか、また、参加する子どもの理想的な年齢は何歳かに関する今後の研究は、プログラムは繰り返して提供する必要があるかどうかという問いと共に、必要とされている。すべての研究は、介入のもたらしうる害についても考慮しなくてはならない。加えて、性的虐待とその予防に関する子どもや若者の意見は、どのような評価においても欠くことのできない必要な部分であるべきである。

訳

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山中多民子（ＤＶ防止プログラム・ファシリテーター）
アップロード 2010 年 2 月 12 日

含まれている研究の特徴
研究 ID

方法

参加者

介入

アウトカム

付記

割付の
隠蔽

Blumberg 1991

クラスターRCT幼稚園から小学 3 年生 264 名

介入：ロールプレイ （STOP）また

盲検化：有

平均年齢：7.2 歳

はマルチメディア （CAPPP）カリ

53％男子 47％女子

キュラム

場：3 校(都市)統制：防火教育国：アメリカ合衆国

時間：1 時間連 続 デ ー タ ： Touch
Discrimmation Task

Fryer 1987

Harvey 1988

B

治療の意図に

打明け：無基づく分析：

シミュレーション：無無

害：報告無し分析単位の誤最終査定：介入 3～94 日後

損耗：介入群 6％ 統制群 5％
Dake 2003

著者連絡：済りクラスターRCT小学 3 年生 450 名

介入：ロールプレイ、ビデオ 討

連 続 デ ー タ ：Students'

著者連絡：済盲検化：無

平均年齢：8.7 歳論Perceived Efficacy Subscale

治療の意図に51％男子 49％女子

統制：補欠人名簿(子供たちが虐待的状況下で基づく分析：

場：6 校(都市) 2 校（地方）

時間：1 時間ｘ２セッション

行動を起こすためにどのくらい無国：アメリカ合衆国

自信があるか)を含む知識質

分析単位の誤損耗：24％

問紙(自己開発、試行、評価)

り

RCT

幼稚園から小学 2 年生 48 名

介入：ロールプレイ

連 続 デ ー タ ： HPCS&

著者連絡：済

盲検化：不明平均年齢：示されず

統制：補欠人名簿による介入

CNKKAT データ報告無し

治療の意図に男女比：記録無し

時間：1 日 20 分を 8 日間

シミュレーションされた虐待的基づく分析：

場：都市の小学校な場面

無国：アメリカ合衆国

害：討論あり損耗：10％未満

実施時期：テスト直後

RCT

幼稚園児 90 名

介入：ロールプレイ

連続データ：直接テスト（シナリ

著者連絡：済

盲検化：有(ア

平均年齢：70 ヶ月(5 歳 10 ヶ月)

統制：児童性的虐待に無関連のオ）・概括的テスト(シナリオ)・

治療の意図に

B

B

B

訳

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山中多民子（ＤＶ防止プログラム・ファシリテーター）
アップロード 2010 年 2 月 12 日

ウトカムの査定

男女比：記録無し

物語の読み聞かせ・映画

知識得点

基づく分析：

者)

場：4 校（地方）

時間：30 分ｘ3 日間

害：報告無し不明

国：アメリカ合衆国

打明け：無損耗：21％

シミュレーション：無実施時期：7 週間後

Hazzard 1991

クラスターRCT小学 3、4 年生 399 名

介入：マルチメディア、討論、ロー

連続データ：

What Would

著者連絡：済盲検化：無

平均年齢：示されず

ルプレイ

You Do? ビデオ尺度、知識

治療の意図に50％男子 50％女子

統制：補欠人名簿

得点基づく分析：

場：4 校(都市の小学校)

時間：1 時間ｘ3 セッション

打明け：有

無

国：アメリカ合衆国

シミュレーション：無分析単位の誤損耗：7％

害：保護者質問紙と STAIC

りB

実施時期：介入 1～6 週間後と、1 年後のフォローアップ
Hebert2001

Kolko 1989

クラスターRCT

小学１年生と 3 年生 133 名

介入：ロールプレイ

連続データ：（CKAQ と PSQ を

著者連絡：済盲検化：無

平均年齢：7 歳 2 ヶ月

統制：補欠人名簿

応用した）知識質問紙、 満足

治療の意図に50％男子 50％女子

時間：60～75 分

度調査、保護者質問紙

基づく分析：

場：2 校(都市の小学校)

打明け：無

無

国：アメリカ合衆国

害：討論有

分析単位の誤損耗：報告無し

実施時期：2 ヶ月後り

ク ラ ス タ ー

小学 3 年生 337 名

介入：カリキュラム（討論/本）

連続データ： 自己申告

著者連絡：済qRCT （ 学 区 に

平均年齢：8.3 歳(実験群) 8.5 歳

統制：補欠人名簿

打明け：有治療の意図に

よる割付）

(統制群)

時間：45 分ｘ2 セッション

シミュレーション：無基づく分析：

盲検化：無52％男子(実験群) 57％男子(統

害：討論有

無

制群)

実施時期：2 週間後 6 ヶ月後

分析単位の誤

場：小学校

り

B

D

訳

30
山中多民子（ＤＶ防止プログラム・ファシリテーター）
アップロード 2010 年 2 月 12 日

国：アメリカ合衆国
損耗：実験群 0.7％ 統制群 12％
Lee 1998

クラスターRCT

軽度知的障害 77 名

盲検化：無

平均年齢：13.44 歳
100％女子
場：特別学校 4 校

介入：カリキュラム（Behavioura1
Skills Training program）
統制：注意制御プログラム（児童性的虐待に関する内容無し）
時間：45 分ｘ2 セッション

国：中国

連続データ：WIST、PSQ

著 者 連 絡 ：打明け：無済。返答無しシミュレーション：無治療の意図に

害：Fear Assessment Scale

基づく分析：

実施時期：2 ヶ月後

無損耗：6.3％B

分析単位の誤り

Oldneld 1996

クラスターRCT

小学 1～6 年生 1269 名

介 入 ： TRUST プ ロ ジ ェ ク ト ( 劇 )連続データ：CKAQ

著 者 連 絡 ：盲検化：有(ア

平均年齢：報告無しと、劇のあとに、討論、ロールプレ

打明け：有済。返答無しウトカムの査定

47％男子 53％女子

イ

シミュレーション：無治療の意図ににおいて)

場：4 校(都市の小学校)

統制：補欠人名簿

害：RCMAS、STAIC

基づく分析：

国：アメリカ合衆国

時間：45 分実施時期：3 ヶ月後

報告無し

損耗：報告無し

B

分析単位の誤り

Pacifini 2001

クラスターRCT高校 1 年生 547 名

介入：マルチメディアとロールプレ（コンピュータ

平均年齢：報告無し

イ

化された登録）

48％男子 52％女子

統制：補欠人名簿

盲検化：有場：2 校(都市の高等学校)

時間：80 分ｘ4 セッション

国：アメリカ合衆国

連続データ： Sexua1 Attitude
Survey
打明け：無シミュレーション：無
害：報告無し最終査定：介入 10 日後

損耗：16.3％
Poche 1988

著者連絡：有A

デートレイプ
治療の意図に基づく分析
分析単位の誤りクラスターRCT

幼稚園児 29 名、小学 1 年生 45

介入：ビデオと討論に加えロール

連続データ：無著 者 連 絡 ：盲検化：不明名(合計 74 名)

プレイ（有りないし無し）

打明け：無済。返答無し平均年齢：報告無し

統制：標準カリキュラムおよび補シミュレーションの誘拐場面

治療の意図にB訳

31
山中多民子（ＤＶ防止プログラム・ファシリテーター）
アップロード 2010 年 2 月 12 日

55％男子 45％女子

欠人名簿

害：報告無し基づく分析：

場：3 校(都市の小学校)

時間：25 分(ビデオ)、45 分（ビデ

最終査定：介入 1 ヶ月後

無国：アメリカ合衆国

オとロールプレイ）、60 分(標準)

分析単位の誤損耗：報告無し
Saslawsky 1986

り

RCT

幼稚園児と小学 1 年生 26 名、5、介入：映画 TOUCH 上映と討論

連続データ： PSQ、WIST

著者連絡：済盲検化：有6 年生 41 名(合計 67 名)

統制：自己概念と個人の価値に

打明け：無治療の意図に

平均年齢：6.2 歳と 11.1 歳

ついての討議シミュレーション：無基づく分析：

52％男子 48％女子

時間：35 分（映画と討議）、50 分

害：報告無し無

場：2 校(都市の小学校)(統制群)

最終査定：介入 3 ヶ月後

著 者 連 絡 ：B

国：アメリカ合衆国
損耗：記述無し
Tutty 1997

RCT

1 年生から 6 年生 231 名介 入 ： マ ル チ メ デ ィ ア Who Do

盲検化：不明平均年齢：報告なし

You Tell

連続データ： CKAQ のAppropriate ＆lnappropriate Touch 下位尺度

53％男子 47％女子

統制：補欠人名簿

打明け：無治療の意図にTutty 2000 で

場：2 校(都市のカソリック系学校)

時間：60 分ｘ2 セッション(2 日間)

シミュレーション：無基づく分析：

二次分析を実

国：カナダ

報告無し

施

損耗：報告無し

害： CKAQ の Appropriate
Touch 下位尺度、保護者質問
紙

二次分析：年少(5～7 歳)と年長(8実施時期：5 週間後B済。返答無し～13 歳)の比較(上述)
Wolfe 1986

Wurtele 1986

クラスターRCT小学 4 年生 214 名、5 年生 76 名

介入：劇と討論

連続データ：評価質問紙(自己著 者 連 絡 ：盲検化：不明(合計 290 名)

統制：補欠人名簿

開発、試行、評価)済。返答無しRCT

幼稚園児から小学
平均年齢：10.3
歳 1 年生 28 名、

介入：映画
TOUCH
上映、BST、
時間：劇
5 分ｘ2
回と 40
分の討論

連続データ：PSQ、WIST
打明け：無

著者連絡：有治療の意図に盲検化：有(ア5～6 年生 43名(合計 71 名)
49％男子
51％女子

BST とマルチメディア

打明け：無シミュレーション：無治療の意図に基
づく分析：

ウトカムの査定

平均年齢：6.1
歳と 11 歳場：3校(小学校)

統制：マルチメディア（児童性的シミュレーション：無
害：報告無し基づく分析：
無において)50％男子 50％女子
国：アメリカ合衆国

虐待の内容無し）

害：保護者質問紙
実施時期：報告無し

報告無し
分析単位の誤場：1 校(地方の小学校)
損耗：報告無し

時間：60 分最終査定：3 ヶ月後

り

B

B

訳

国：アメリカ合衆国
損耗：報告無し

32
山中多民子（ＤＶ防止プログラム・ファシリテーター）
アップロード 2010 年 2 月 12 日

訳

33
山中多民子（ＤＶ防止プログラム・ファシリテーター）
アップロード 2010 年 2 月 12 日

除外された研究の特徴
研究ID
Conte 1985
Currier 1996

除外した理由学校ベースではない
比較群デザイン

Peraino 1990
Taal1997
Telljohann 1997
Tutty 1992
volpe 1984
Weisz 2001

被虐待児 対 非虐待児
統制比較群が示されていない
比較群デザイン
比較群デザイン
被虐待児
学校ベースではない
学校ベースではない（就学前）比較群デザイン
比較群デザイン
非ランダム化割付
比較群デザイン
比較群デザインWurtele 1987

比較群デザインKraiser 1989
Maclntyre 1999
Maclntyre D

訳34
山中多民子（ＤＶ防止プログラム・ファシリテーター）
アップロード 2010 年 2 月 12 日

研究の参考文献
含まれた研究Blumberg 1991 （公表されたデータのみ）
Blumberg EJ. The touch discrimination component of sexual abuse prevention training:Unanticipatedpositive consequences. Journal of Interpersonal Violence 1991;6(1):12-28.

Dake 2003 （公表されたデータのみ）
Dake JA, Price JH, Murnan J. Evaluation of a child abuse prevention curriculum for third-grade students:
assessment of knowledge and efficacy expectations. Journal of School Health 2003;73:76-82.

Fryer 1987 （公表されたデータのみ）
Fryer Jr GE, Kraizer SK, Miyoshi T. Measuring actual reduction of risk to child abuse: a new approach.
Child Abuse & Neglect 1987;11(2):173-9.

Harvey 1988 （公表されたデータのみ）
Harvey P, Forehand R, Brown C, Holmes T. The prevention of sexual abuse: Examination of theeffectiveness of a program with kindergarten-age children. Behavior Therapy 1988;19(3):429-35.

Hazzard 1991 （公表されたデータのみ）
Hazzard A, Webb C, Kleemeier C, Angert L, Pohl J. Child sexual abuse prevention: Evaluation and
one-year follow-up. Child Abuse & Neglect 1991;15(1-2):123-38.

Hebert 2001 （公表されたデータのみ）
Hebert M, Lavoie F, Piche C, Poitras M. Proximate effects of a child sexual abuse prevention program inelementary school children. Child Abuse & Neglect 2001;25(4):505-22.

Kolko 1989 （公表されたデータのみ）
Kolko DJ. Classroom training in sexual victimization awareness and prevention skills: An extension of the
Red Flag/Green Flag People program. Journal of Family Violence 1989;4(1):25-45.

訳

35
山中多民子（ＤＶ防止プログラム・ファシリテーター）
アップロード 2010 年 2 月 12 日

Lee 1998 （公表されたデータのみ）
Lee YK, Tang CS. Evaluation of a sexual abuse prevention program for female Chinese adolescents withmild mental retardation. American Journal of Mental Retardation 1998;103(2):105-16.

Oldfield 1996 （公表されたデータのみ）
Oldfield D, Hays BJ, Megel ME. Evaluation of the effectiveness of Project Trust: an elementary
school-based victimization prevention strategy. Child Abuse & Neglect 1996;20(9):821-32.

Pacifici 2001 （公表されたデータのみ）
Pacifici C, Stoolmiller M, Nelson C. Evaluating a prevention program for teenagers on sexual coercion: adifferential effectiveness approach. Journal of Consulting & Clinical Psychology 2001;69(3):552-9.

Poche 1988 （公表されたデータのみ）
Poche C, Yoder P, Miltenberger R. Teaching self-protection to children using television techniques. Journalof Applied Behavior Analysis 1988;21(3):253-61.

Saslawsky 1986 （公表されたデータのみ）
Saslawsky DA, Wurtele SK. Educating children about sexual abuse: implications for pediatric intervention
and possible prevention. Journal of Pediatric Psychology 1986;11(2):235-45.

Tutty 1997 （公表されたデータのみ）* Tutty LM. Child sexual abuse prevention programs: evaluating 'Who Do You Tell'. Child Abuse &Neglect 1997;21(9):869-81.
Tutty LM. What children learn from sexual abuse prevention programs: difficult concept anddevelopmental issues. Research on Social Work practice 2000;10(3):275-300.

Wolfe 1986 （公表されたデータのみ）
Wolfe DA, MacPherson T, Blount R, Wolfe VV. Evaluation of a brief intervention for educating school
children in awareness of physical and sexual abuse. Child Abuse & Neglect 1986;10(1):85-92.

Wurtele 1986 （公表されたデータのみ）
Wurtele SK, Saslawsky DA, Miller CL, Marrs SR, Britcher JC. Teaching personal safety skills for訳36
山中多民子（ＤＶ防止プログラム・ファシリテーター）
アップロード 2010 年 2 月 12 日

potential prevention of sexual abuse: a comparison of treatments. Journal of Consulting & ClinicalPsychology 1986;54(5):688-92.

除外された研究

Conte 1985 （公表されたデータのみ）
Conte JR, Rosen C, Saperstein L, Shermack R. An evaluation of a program to prevent the sexual
victimization of young children. Child Abuse & Neglect 1985;9(3):319-28.

Currier 1996 （公表されたデータのみ）
Currier LL, Wurtele SK. A pilot study of previously abused and non-sexually abused children's responses
to a personal safety program. Journal of Child Sexual Abuse 1996;5(1):71-87.

Kraiser 1989 （公表されたデータのみ）
Kraiser S, Witte SS, Fryer GG. Child sexual abuse prevention programs: what makes them effective inprotecting children? Child sexual abuse prevention programs: what makes themeffective in protecting
children? Children Today 1989;18(5):23-7.

MacIntyre 1999 （公表されたデータのみ）
MacIntyre D, Carr A. Evaluation of the effectiveness of the stay safe primary prevention programme forchild sexual abuse. Child Abuse & Neglect 1999;23(12):1307-25.

MacIntyre D （公表されたデータのみ）
MacIntyre D, Carr A. Helping children to the other side of silence: A study of the impact of the stay safe
programme on Irish children's disclosures of sexual victimization. Child Abuse & Neglect
1999;23(12):1327-40.

Peraino 1990 （公表されたデータのみ）
Peraino JM. Evlauation of a preschool antivictimization prevention program. Journal of Interpersonal
Violence 1990;5(4):520-8.

Taal 1997 （公表されたデータのみ）
Taal M, Edelaar M. Positive and negative effects of a child sexual abuse prevention program. ChildAbuse& Neglect 1997;21(4):399-410.

Telljohann 1997 （公表されたデータのみ）

訳

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Tutty 1992 （公表されたデータのみ）
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Abuse & Neglect 1992;16(3):369-84.

Volpe 1984 （公表されたデータのみ）
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Abuse & Neglect 1984;8(4):511-17.

Weisz 2001 （公表されたデータのみ）
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Wurtele 1987 （公表されたデータのみ）
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＊その研究の主たる参考文献を示す

訳

38
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そのほかの参考文献
追加の参考文献

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Campbell MK, Elbourne DR, Altman DG. CONSORT Statement: extension to cluser randomised trials.
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訳

比較表
01

02

自衛的行動
01

クラスタリングのための補正なし

02

ICC＝0.1

03

ICC＝0.2

知識01

質問票ベースの知識

02 質問票

ICC＝0.1

03 質問票

ICC＝0.2

04 挿話ベースの知識

03

05

挿話

ICC＝0.1

06

挿話

ICC＝0.2

打明け
01

オッズ比：打明け

02 打明けICC＝0.1

03 打明けICC=0.2

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訳

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注釈
非公表CRGの注釈
Review Manager 4.3からのエクスポート

公表された注釈
このレビューはCochrane Developmental, Psychosocial and Learning Problems Groupと共同登録されている。

訂正されたセクション
表紙
梗概
要約
背景
目的
このレビューの研究を検討するための基準研究のIDのための検索方法
レビューの方法論
研究の詳細含まれる研究の方法論的な特質
結果考察
レビューワの結論
謝辞
潜在的な利害衝突研究の参照
そのほかの参照
含まれる研究の特徴含まれなかった研究の特徴
比較、データ、分析
追加の図表

訳

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共同レビューワの連絡先詳細
Mrs Danielle M Wheeler
Research Manager
Cochrane Child Health Field
The Children's Hospital at Westmead
Locked Bag 4001
Westmead
New South Wales AUSTRALIA
2145
Telephone 1: +61 2 9845 1222
Facsimile: +61 2 9845 3389
E-mail: daniellw@chw.edu.au
Secondary address (home):
New South Wales AUSTRALIA
Telephone: 612 4575 3235
Dr Katrina Williams
Associate Professor, Community Paediatrician
Sydney Children's Hospital
University of NSW
Sydney Children's Community Health Centre
Cnr Avoc & Barker Street
Randwick
NSW AUSTRALIA
2031
Telephone 1: +61 2 9382 8183
Facsimile: +61 2 9382 8188
E-mail: Katrina.Williams@SESIAHS.HEALTH.NSW.GOV.AU
Dr Paul Tait
Department HeadChild Protection Unit
The Children's Hospital at Westmead
Locked Bag 4001
Westmead
NSW AUSTRALIA
2145 Telephone 1: 61 02 9845 2434
E-mail: PaulT2@chw.edu.au
Dr Susan Woolfenden
Ambulatory/Community Paediatrician
B Wing Liverpool Hospital
PO Box 7103
Liverpool
NSW AUSTRALIABC 1871
Telephone 1: +61 2 9828 6782
Telephone 2: +61 438 732 641
Facsimile: +61 2 9828 6798
E-mail: Susan.Woolfenden@sswahs.nsw.gov.au
Dr Tracey O'Brien
Centre for Children's Cancer & Blood Disorders訳

Sydney Children's HospitalHigh Street
Randwick
New South Wales AUSTRALIA
2031
E-mail: Tracey.OBrien@sesiahs.health.nsw.gov.au

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含まれる研究の合計数：15
比較またはアウトカム
01

研究数

参加者数

統計手法

エフェクトサイズ

自衛的行動

01

クラスタリングのための補正なし

2

83

OR(ランダム)、95% Cl

6.76〔1.44, 31.84〕

02

ICC＝0.1

2

75

OR(ランダム)、95% Cl

7.02〔1.24, 39.63〕

03

ICC＝0.2

2

69

OR(ランダム)、95% Cl

6.17〔1.30, 29.23〕

01 質問票ベースの知識

9

3022

SMD(ランダム)、95％Cl

0.59〔0.44, 0.74〕

02 質問票

ICC＝0.1

9

知識(ランダム)、95％Cl

0.60〔0.45, 0.75〕

03 質問票

ICC＝0.2

9

知識(ランダム)、95％Cl

0.57〔0.44, 0.71〕

04 挿話ベースの知識

4

SMD(ランダム)、95％Cl

0.37〔0.18, 0.55〕

05 挿話

ICC＝0.1

4

知識(挿話)

0.35〔0.13, 0.58〕

06 挿話

ICC＝0.2

4

知識(挿絵)

0.48〔0.18, 0.79〕

02

03

知識

523

打明け

01 オッズ比：打明け

2

1490

OR(ランダム)、95% Cl

4.80〔0.85, 27.18〕

02 打明けICC＝0.1

2

431

OR(ランダム)、95% Cl

2.40〔0.27, 21.35〕

03 打明けICC=0.2

2

250

OR(ランダム)、95% Cl

1.84〔0.20, 17.34〕

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