ソーシャル・サポートが母子家庭の母親の 育児ストレスに与える影響

　 １ ．研究目的

　我が国における児童虐待の相談対応件数は増加の一 途を辿り，平成22年度の児童相談所における児童虐待 相談対応件数は55,152件となった（厚生労働省，2011）．

児童虐待防止への取り組みとして，児童虐待の一次予 防的施策や母親の孤立化防止のための子育て支援など 様々な実践的取り組みがなされている．研究上では，

児童虐待に至る心理的プロセスの一環として育児スト レスを取り上げ，育児ストレス軽減の方策が検討され ている．ここでいう育児ストレスとは，子どもや育児 に関する出来事や状況などが母親によって知覚される ことや，その結果，母親が経験する困難な状態（佐藤・

菅原・戸田　ほか，1994）である．この育児ストレス に関して，育児不安の増加とマルトリートメントの増 加に相関があること（山本・神田，2008）や，育児ス トレスの増大によって，母親は育児への意欲低下や育 児放棄などの児童虐待に至る危険性がある（難波・田 中，1999）などの指摘がなされている．

　これまで育児ストレスに関連する研究は，乳幼児を もつ母親を対象とした研究（吉永，2007；加藤・津田，

1998）や，障害児をもつ母親を対象とした研究（北川・

七木田・今塩屋，1995；宋・伊藤・渡邉，2004）がほ とんどであった．田中・田中・兵藤（1996）は，母子 家庭への援助的介入や，問題発生の可能性をもつハイ リスクな母子家庭への予防的介入の必要性を指摘して いるものの，これまで母子家庭を対象とした研究の多 くは生活保護家庭や就労問題（小林，2011；竹内，

2007）であり，育児ストレスとサポートとの関係に着 目した量的研究は殆ど行われてこなかった．そのため，

母子家庭の母親の育児ストレス軽減の方策を検討する ことは，母親の精神的健康感の増進や，さらには虐待 の防止につながると考えられることから，研究の蓄積 が必要であろう．

　母親の育児ストレス軽減の方策として，ソーシャル・

サポートが注目され，サポート内容やサポート提供者 に関する研究が行われている（北川・七木田・今塩屋，

1995；久田・箕口・千田　ほか，1990；吉永，2007）．

ソーシャル・サポートとは，特定個人が特定時点で彼

／彼女と関係を有している他者から得ている有形，無 形の諸種の援助（南・稲葉・浦，1988）である．これ まで，母親への重要なサポート提供者として夫や祖父 母が示唆されてきた（加藤・津田，1998：宋・伊藤・

渡邉，2004）．しかしながら，母子家庭は夫からのサ ポートが期待できないことから，祖父母が重要なサポー ト提供者になると考えられるため，本研究では祖父母 からのサポート，とりわけ知覚されたサポートを検討 することとした．それは，母親を取り巻くソーシャル・

サポート・ネットワークは，実際にサポートを受けら れたかどうかより，必要な時に必要なサポートを受け ることができるか，つまり母親にとってのサポート入 手可能性が心的安定につながると考えられるからであ る．

　以上のことから本研究は，母子家庭の母親の育児ス トレスを軽減させるためのサポート内容の影響を検討 すること，祖父母からの知覚されたサポートの有無に

＊帝京学園短期大学　保育科

キーワード：育児ストレス，母子家庭，効果量，祖父母，知覚されたサポート

ソーシャル・サポートが母子家庭の母親の 育児ストレスに与える影響

―サポート内容と祖父母の知覚されたサポートの検討―

野　澤　義　隆^＊

よるサポート内容と育児ストレスの差の検討を目的と した．

　 ２ ．研究方法

⑴　調査対象と手続き

　本研究は，質問紙調査の了承が得られたＡ県の保育 所（13か所）を対象として，保育所に通う０～６才児 をもつ母親計1,197名に質問紙調査を行った．質問紙 は，2008年９月に各保育所の責任者を通じて配布した．

回収数は945件（回収率78.9％）であり，回収した質問 紙のうち，母子家庭と回答のあった83件を分析の対象 とした．なお，回答者の平均年齢は，30.4歳であった．

⑵　調査内容

　質問紙は，フェイスシート，ソーシャル・サポート に関する項目，育児ストレスに関する項目の３部構成 とした．フェイスシートでは，回答者の年齢，家族形 態，居住年数，就労日数，祖父母のサポートの有無，

子どもの数，子どもの年齢を尋ねた．ソーシャル・サ ポートに関する項目は，吉田（2004）の19項目をソー シャル・サポート尺度として使用した．育児ストレス に関する項目は，初塚・石田（1996）の27項目を育児 ストレス尺度として使用した．なお，ソーシャル・サ ポート尺度，育児ストレス尺度ともに４件法で回答を 求めた．なお，逆転項目は点数を修正したうえで入力 を行った．

⑶　分析方法

　ソーシャル・サポート尺度および育児ストレス尺度 については，因子構造を確認するために主因子法によ る因子分析を行った．次に，母親の育児ストレスを軽 減させるためのサポート内容の影響を検討するために，

因子分析で抽出された育児ストレスの下位因子とソー シャル・サポートの下位因子を用いて，ソーシャル・

サポート因子を独立変数，育児ストレス因子を従属変 数とした重回帰分析を行った．次に，祖父母からの知 覚されたサポートの有無による，サポート内容と育児 ストレスの差の検討を行うために，t 検定を行った．

また，t 検定で有意差が見られた因子に対して，祖父 母による知覚されたサポートの影響の大きさを検討す るために，Cohen の d ならびに R²による効果量を算出 した．なお，分析には SPSS19.0JforWindows を使用 した．Cohen の d のみ，数式を用いて値を算出した．

　 ３ ．倫理的配慮

　本研究は，日本社会福祉学会研究倫理指針に配慮し，

調査対象者に研究の目的ならびに結果は研究以外の目 的には使用しない旨を文書で説明した．質問紙は，調 査対象者が特定されないよう記入後は対象者が封筒に 入れて封をした上で回収した．統計処理を行う際には，

施設名，調査対象者が特定されないよう集計，入力し た．

　 ４ ．研究結果

　まず，ソーシャル・サポート尺度および育児ストレ ス尺度の分布の偏りを確認するために，天井効果と床 効果を確認した．結果，ソーシャル・サポート尺度は 項目10に天井効果が見られたため，天井効果が見られ た項目を削除した後，残りの項目を主因子法による因 子分析を行った．育児ストレス尺度は，項目８，９，

10，11，14，16，18，19，20，21，22，24に床効果が 見られたため，床効果が見られた項目を削除した後，

残りの項目を主因子法による因子分析を行った．因子 数の決定にあたっては，ソーシャル・サポート尺度な らびに育児ストレス尺度ともに，ガットマン・カイザー 基準ならびにスクリー法により決定した．結果，ソー シャル・サポート尺度は２因子解が採択された．育児 ストレス尺度は，３因子解が採択された．その後，

Promax 法を用いて因子の回転を行い，負荷量が．35 以下の項目は削除した後，再度同様の手続きで分析を 行った．その結果，ソーシャル・サポートは２因子

（Table1），育児ストレスは３因子（Table2）が抽出 された．項目の解釈から，ソーシャル・サポートの第 一因子は，「辛く悲しいときに，なぐさめ，励ましてく れる人がいる」，「心の中の秘密を打ち明けられる人が いる」，「子どもに関する悩みや困ったときに相談でき る人がいる」等の項目に負荷量が高かったことから，

「情緒的サポート」と命名した．第二因子は，「病気で 寝込んだ時，身の回りの世話をしてくれる人がいる」，

「家事をしたり，手伝ってくれる人がいる」等の項目に 負荷量があったことから，「道具的サポート」と命名し た．なお，内的整合性を検討するためにα係数を求め たところ，情緒的サポートはα＝.95，道具的サポート はα＝.78であり，内的整合性は問題ないと判断され た．育児ストレスの第一因子は，「何事も子ども本位の 生活スケジュールの中で，肉体的な負担が大きい」，

Table １　ソーシャル・サポート尺度の因子分析結果（Promax 後の因子パターン）

Ⅰ Ⅱ

SS13_ 辛く悲しいときに，なぐさめ，励ましてくれる人がいる

0.96

SS16_ 心の中の秘密を打ち明けられる人がいる

0.86

SS19_ 子どもに関する悩みや困ったときに相談できる人がいる

0.81

0.81

SS14_ 嬉しいことを一緒に喜んでくれる人がいる

0.78

SS15_ 意見や忠告をしてくれる人がいる

0.77

SS12_ 悩みや心配事を相談できる人がいる

0.75

SS11_ 気持ちが通じ合う人がいる

0.75

SS05_ 困ったことが起こった時，助け合える人がいる

0.74

0.73

0.70

SS17_ 私を信じ，見守ってくれる人がいる

0.65

SS07_ スポーツや旅行などの愉しみを一緒に過ごせる人がいる

0.58

0.56

0.44

0.97

SS01_ 家事をしたり，手伝ってくれる人がいる －0.14

0.71

SS03_ 引越しをしなければならない時，手伝ってくれる人がいる 0.18

0.58

因子相関 Ⅰ Ⅱ

Ⅰ 　 － 0.46 **

Ⅱ 　 －

α 　

Table ２　育児ストレス尺度の因子分析結果（Promax 後の因子パターン）

Ⅰ Ⅱ Ⅲ

ST03_ 何事も子ども本位の生活スケジュールの中で，肉体的な負担が大きい

0.87

0.68

ST04_ もっと自分の自由になる時間がほしいと思う

0.67

ST06_ 子どもの世話をするための精神的・肉体的な負担が大きい

0.66

0.77

0.76

0.65

0.60

0.76

0.55

ST12_ 子どもをわずらわしく感じる時がある 0.15 0.09

0.52

因子間相関 Ⅰ Ⅱ Ⅲ

Ⅰ　　 － 0.30 ** 0.64 **

Ⅱ　　 － 0.22 *

Ⅲ　　 －

α　　

*p.＜.05　，**p.＜.01

「毎日の生活が，ほとんど子ども中心で忙しく感じる」，

「子どもの世話をするための精神的・肉体的な負担が大 きい」等の項目に負荷が高かったことから，「育児負担 感」と命名した．第二因子は，「将来のためにも最低限 のしつけをしなくてはと思うが，なかなか思うように できなくてあせっている」，「子どもが何とか一人で自 立していけるかどうか心配である」，「子どもをどうい うやり方で育てていったらいいのかよくわからない」

等の項目に負荷が高かったことから，「育児不安感」と 命名した．第三因子は，「時々，子どもから離れて自由 に食事や旅行をしてみたいと思うことがある」，「もっ と自分の自由になる時間がほしいと思う」等の項目に 負荷があったことから，「時間のなさ」と命名した．な お，内的整合性を検討するためにα係数を求めたとこ ろ，育児負担感はα＝.88，育児不安感はα＝.78，時間 のなさはα＝.72であり，内的整合性には問題がないと 判断された．

　次に，ソーシャル・サポートが母親の育児ストレス に与える影響を検討するため，情緒的サポートおよび 道具的サポートを独立変数，育児負担感，育児不安感，

時間のなさを従属変数とした重回帰分析を２回行った．

結果，道具的サポートから育児負担感に対する偏回帰 係数に有意傾向が見られた（R²＝.058，p＜.10；β＝

－.236，p＜.10）．また，情緒的サポートから育児不安 感に対する偏回帰係数が有意であった（R²＝.065，

p＜.10；β＝－.242，p＜.05）．重回帰分析結果から，

道具的サポートによる育児負担感への効果量と，情緒 的サポートによる育児不安感への効果量を検討するた めに，R²を検討した．効果量の目安は Table 3の通り である．結果，道具的サポートによる育児負担感への 効果ならびに，情緒的サポートによる育児不安感への 効果は小さな効果が見られた（Table4）．すなわち，

母親の育児負担感軽減には道具的サポートが，育児不 安感軽減には情緒的サポートが影響を与えており，小 さな効果があるとの結果となった．

　次に，祖父母からの知覚されたサポートの有無を独 立変数として，ソーシャル・サポート尺度と育児スト レス尺度の下位尺度得点について t 検定を行った．結 果，道具的サポートは，祖父母からの知覚されたサポー トがない母親より，知覚されたサポートがある母親の 方が有意に高い得点を示した（t（81）＝4.22，p＜.01）．

また，育児不安感は，祖父母からの知覚されたサポー トがない母親より，知覚されたサポートがある母親の 方が高い得点を示す有意傾向が見られた（t（81）＝

1.76，p＜.10）．t 検定結果から，道具的サポート，育児 不安感の効果量を検討するために，Cohen の d を算出 した．

　結果，Cohen（1988）による効果量解釈の目安は，

0.2～0.5は小さい効果，0.5～0.8は中程度の効果，0.8以 上は大きい効果とされており（Table3），道具的サポー Table ３　効果量の指標および目安

効果量

検定 指標 小 中 大

平均の差の t 検定 d 0.20 0.50 0.80 回帰分析 R² 0.02 0.15 0.35 水本・竹内（2008），Cohen（1988）を参考に作成

Table 5　祖父母の知覚されたサポートの有無による t 検定結果と効果量 祖父母あり（N＝69） 祖父母なし（N＝14）

t 値 d

M SD M SD

道具的サポート 2.82 0.77 1.93 0.63 4.22 ** 1.22 情緒的サポート 2.93 0.55 2.67 0.85 1.10

育児負担感 2.40 0.83 2.68 0.72 －1.16

育児不安感 2.29 0.71 1.93 0.61 1.76 † 0.51 時間のなさ 2.66 0.68 2.79 0.88 －0.61

† p＜.10，　*p＜.05，　**p＜.01

Table ４　重回帰分析結果

育児負担感 育児不安感 時間のなさ

β β β

道具的サポート －0.236 † －0.028 －0.117 情緒的サポート －0.009 －0.242 * －0.038 R² 0.058 0.065 0.019

† p＜.10，*p＜.05，**p＜.01

トは大きい効果（d＝1.22），育児不安感は中程度の効 果（d＝0.51）であると解釈された（Table5）．すなわ ち，祖父母からの知覚されたサポートは，道具的サポー トを増やす大きな効果があるが，同時に育児不安感を 中程度増大させる効果をもつ結果となった．

　 5 ．考　察

　本研究は，母子家庭の母親へのソーシャル・サポー トは，育児ストレス軽減に影響を与えていた．とりわ け，道具的サポートは育児負担感を軽減していること，

情緒的サポートは育児不安感を軽減していることが明 らかとなった．また，祖父母の存在は道具的サポート 増加に大きな効果があるが，祖父母の存在は育児不安 感を一定程度高めることが示唆された．以上の結果か ら，祖父母の存在は，情緒的サポートの影響を弱めて いる可能性がある。また，育児不安感と育児負担感と の相関を考慮した場合，育児不安感が増大すると育児 負担感も増大するため，道具的サポートの影響を弱め ている可能性が考えられる．これは，家族（実両親や 義両親）からのソーシャル・サポートが育児ストレス，

特に負担感や不安感を下げるといった研究（宋・伊藤・

渡邉，2004）とは異なる結果となった．それは，本研 究は母子家庭を対象としているが，宋・伊藤・渡邉

（2004）は高機能自閉症・アスペルガー障害をもつ母親 を対象としていることから，研究対象の相違によるこ とが考えられる．本研究対象である母子家庭の母親は，

近所付き合いが少ないことや，問題が起こった時には 相談はしないで自身で決めているなどの調査結果（金 山，2009）などにもあるように，母親を取り巻くソー シャル・サポート・ネットワークが少ない状況が考え られる．上記の結果を考慮した場合，サポートを行う のは祖父母や友人等の限られた資源になってしまうこ とで同じサポート提供者から支援を受けることになる．

そのことが結果として，サポート提供者はサポートを 行っているつもりでも，母親はサポートと受け止めら れなくなり，結果として，問題が起こった時は相談せ ずに自身で決めている可能性が考えられる．以上から，

今後は個人の条件や程度（どのくらいの頻度でどうす れば有効なのか，介入しずぎはよくないなど）を検証 することが必要である．すなわち，ソーシャル・サポー トが有効に働く条件を検証するとともに，ソーシャル・

サポートの逆の概念であるソーシャル・アンダーマイ ニングを考慮した分析を行う必要がある．

　最後に，本研究では以下の課題が残った．１つ目は サンプル数が少ないことである．これは，母子家庭を サンプルとしているため，調査対象が集まりにくいこ とが原因として挙げられる．今後は大規模な調査を行 い，調査結果の信頼性を確認する必要がある．２つ目 は，本当に祖父母のサポートが育児不安感を増大させ るのか，介在変数の影響を検証する必要がある．また，

今後は祖父母からのサポートに限定するのではなく，

友人や専門職によるサポートなどを総合的に検証して いくことが必要である．

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付記

本研究の一部は日本社会福祉学会第59回大会で発表を行った．

（2012年８月10日受理）