片親疎外－十分根拠のある経験か？
この文献はオープンアクセスです。原題名、原著者名は以下の通りです。
掲載書：Scandinavian Journal of Public Health, 1-9
原題名：Parental alienation – a valid experience?
原著者：Eivind Meland, Dag Furuholmen and David Jahanlu.
アイヴィン・メランド、ダグ・フルホルメン、ダヴィド・ジャハンルー
要旨
背景：「片親疎外」という現象は議論の的となっており、北欧諸国では殆ど調査されていない。私たちは、片親疎外が十分根拠のある概念であるかどうか、そして北欧の文脈でそれがどのように認識されているかを調査したいと考えた。
資料と方法：本研究は、参加者が自主的に募集に応じたオンライン調査に基づいている。私たちは、１２１２人の参加者から回答を得た。片親疎外と性別、その他の親密なパートナーによる暴力、うつ病性健康問題、ウェルビーイングの低下との関連性をテストするため、二変量モデルと多変量モデルを使用した。
結果：訪問の妨害と片親疎外は、父親と母親の両方に対し実際に存在する。最も頻繁に父親に向けられたが、このような行動は性別に固有のものではない。８つの異なる疎外戦略は高い内部信頼性を有し、全ての項目がクロンバックのα係数を高めている。片親疎外が訪問の妨害やその他の人間関係に破壊をもたらす行動と強く関連しているという事実によって、構成概念妥当性が確認された。訪問の妨害や虚偽の申立ては、片親疎外が進むにつれて徐々に増加する。片親疎外の構成概念妥当性は、調整した解析における精神疾患と健康障害の両方との用量反応関連によっても確認された。
結論：片親疎外という現象は、母親と父親の両方が苦しむ有害な行動の一形態として親の間で認識されている。本研究では構成概念妥当性が裏付けられた。このような行動は、健康および社会福祉の専門家コミュニティがドメスティックバイオレンスの一形態と認識し、法的措置の対象とすべきである。
キーワード：片親疎外、ドメスティックバイオレンス、うつ病、ウェルビーイングの低下
はじめに
親、セラピスト、福祉サービスの従業員から影響を受け、常日頃ともに暮らしていない親に対して敵対的なイメージを抱く子どもは、国際的に「片親疎外」と呼ばれる破壊をもたらす力学に曝される可能性がある[1–3]。最近の文献レビューでは、片親疎外は、親と自分の子どもとの関係を傷つけるために親に向けられる複雑な形態のファミリーバイオレンスであると説明されている[3]。
北欧諸国における片親疎外の有病率は、子どもと実の親とのコンタクトが途絶えるという間接的な調査しか行われていない。１７歳までに１２％の青年が親とのコンタクトが途絶えたと報告しており、その殆どは父親とのコンタクトであった[4]。１３年間の横断的データに基づく別のノルウェーの研究では、コンタクトが途絶える青年の数が増加しており、その殆どが専ら父親とのコンタクトであった[5]。ノルウェー統計局は、平均して月に26,000～46,000人の子どもが父親に会っていないと推定している[6]。
公衆衛生との関連性は、この現象が広まっていることを示すアメリカの代表的な研究によって、しっかりと立証されている。それは、成人人口の約１０％がパートナーによる深刻な片親疎外に曝されていたからである[7]。親によるこのような行為に曝された子どもへの影響は、他の形態のファミリーバイオレンスと同様に、大きく、かつ生涯にわたって続き、その結果、犯罪の増加、学校中退、薬物乱用問題、うつ病、不安症を伴う。加えて、幼少期のこのような経験は、成人期に同様の行動を再現することにもつながる。即ち、疎外は新しい世代に「感染」する[8]。
以前は、子どもに現れる「症候群」について語るのが一般的であったが[9]、現在は以下に示す５つの主な基準を満たす人間関係の問題に焦点が当てられている[10]。
子どもが、親との関係を避けたり、反抗したり、拒否したりする。
現在疎外されている親が、以前は子どもと良好な関係を築いていた。
疎外されている親が、子どもを虐待したりネグレクトしたりしていない。
子どもから好意を寄せられている親が、複数の疎外戦略や疎外手法を使っている。
子どもが、疎外を示す行動障害の兆候を示している。
疎外する親は、子どものもう一方の親に対する考えや感情を変えるために、操作的な子育て行動をとる。例えば、もう一方の親は悪い親であり、愛情や尊敬に値しない悪い人間であると子どもに信じ込ませ、もう一方の親の実際の、あるいは誇張された、はたまた想像上の欠点や欠陥を強調する否定的な話題を広める。虐待の形態に関する根拠のない虚偽の申立ては、一方の親がもう一方の親に対して優位に立つために利用される可能性がある。－ドメスティックバイオレンス、子どもに対する身体的虐待や性的虐待、またはネグレクトの申立てである[11]。片親疎外は、親に対する敵対的な感情や認識を持ち、往々にして相反する感情やと適切な正当化を欠いた子どもに見られる[3]。
北欧諸国では、学界の一部は、この現象が子どもの健康と機能に有害であると認めることに消極的である。一部の研究者は、依然として片親疎外は構成概念妥当性に欠けると主張している[12]。ノルウェーの児童平等省は、片親疎外に言及する裁判当事者を信頼しないように警告している。同省は、親の疎外は科学的に立証されておらず、暴力や虐待の被害者が不信感を抱くことに繋がりかねないとの見解を示している[13]。
健康への影響に関する研究は、子どもや、子どもの頃にそのような影響に曝された大人への有害な影響に最も密接に関連している。メンタルヘルスや社会的健康が損なわれているという一貫した調査結果は、この現象に構成概念妥当性があることを裏付けている[3]。一方の親がもう一方の親または公務員から疎外された被害者であることも、現在ではますます多くの研究で関連付けられている[14,15]。疎外された親は、往々にして大きな不安、うつ病、ストレス、身体症状を抱えている。彼らは無力感、絶望感、社会的孤立感を感じている可能性がある。幾つかの研究では、親としての役割を失ったことでアイデンティティの一部を喪失したと感じていることがわかった。４件の研究で、疎外された親の自殺率が高いことが報告されている[11]。この研究結果からも、この片親疎外が構成概念妥当性を有し、公衆衛生に多大な影響を与える現象であることを裏付けている。
過去数年にわたり、ノルウェーの幾つかの主要な専門機関も、この現象が重大な健康リスクを伴うことを認識しており、司法機関は勿論、医療機関も真剣に受け止めねばならない[16,17]。歴史的に、片親疎外は、女性に対するドメスティックバイオレンスと闘う活動家から疑いの目で見られてきた。この重要な組織的運動の代弁者の中には、片親疎外はドメスティックバイオレンスの男性加害者による偽りの言い訳であるという意見を今でも持っている者がいるが、片親疎外は母親にも向けられているため、性別に特有の現象ではないことに気付いた者もいる。
しかし、北欧諸国で片親疎外の有病率や健康への影響を調査した研究は確認できていない。そこで、オンライン調査のデータを使用して、次の項目を調査することを目標に設定した。
片親疎外は親が認識できる現象であるかどうか。
片親疎外は十分根拠のある概念として概念化できるかどうか。
片親疎外がどの程度性別に特有の現象なのか。
資料と方法
著者のうち２人（ダグ・フルホルメンとアイヴィン・メランド）が、家族と離婚の経験に関するこのオンライン調査の質問の作成を担当した。この研究は、オンライン管理システム SurveyXact™（ランベル経営コンサルティング、ノルウェー、オスロ）がホストする専門的な調査プラットフォーム上で、参加者が自主的に応募し、質問票を提示した資料に基づいている。調査は、主に口コミ、Twitter、Facebookサイト、およびこのトピックに関連すると予想されるノルウェーFacebookグループの幅広い選択肢を通じて広く共有された。招待状には、この調査は離婚や同棲解消後の両親の生活の質、精神的健康、育児協力について調査することを目的としていると書かれていた。有病率のデータは一般集団には転用できない。一方、かなりの数の参加者が、監護権争いのない安定した問題のない同棲生活を現在行っていると報告していることは重要である。（質問票は、補足資料としてネット上に公開されている）
研究参加者
１，２１２人が回答した（男性６８％、女性３２％)。そのうち８２０人が調査に完全に回答した。全ての回答を分析に使用した。表Ⅰは参加者を示しており、クロス集計χ²検定によるｐ値を男女別々の列で示している。
従属変数と独立変数
片親疎外は、文献[8]で知られている疎外戦略を有する８つの個別の二値変数に基づいて構築した。これらの８つの個別変数の平均として複合変数を構築した（範囲０～１）。うつ病性健康問題の複合変数は、モンゴメリー・アスバーグうつ病評価尺度[18]から採取した８つの個別の質問に基づいて構築した。回答は、１（経験なし）から５（かなり経験した）までのリッカート尺度でランク付けした。効な回答が４つ以上の有あった回答者の平均値として複合変数を構築した（範囲１～５）。
同様に、文献[19]で推奨している個別の質問に基づいて、ウェルビーイング（感情的な生活の質）の低下に関する複合変数を構築した。回答は、１（ウェルビーイングが高い）から４（ウェルビーイングが非常に低い）までのリッカート尺度でもランク付けされた。２つ以上の回答が有効な場合は、集計変数の平均を計算した。クロンバックのα係数は、集計変数の両方で満足のいくものだった（0.83と0.89）。
質問票には、性別、１０歳ごとの年齢、教育、収入レベルに関する質問が含まれていた。また、訪問妨害、根拠のない非難、脅迫、心理的暴力や身体的暴力など、その他の人間関係に破壊をもたらす行動に関する別の質問もあった。これらの質問には、はい/いいえと頻度の両方で回答を求めた。表Ⅱは、回答が頻度と重症度によってどのようにグループ化されたかを示している。
統計
性別による連続変数の頻度と平均、標準偏差（ＳＤ）、独立ｔ検定またはクロス集計からのχ²検定のいずれかから取得した関連するｐ値を含む簡単な記述統計を示す。別形態の人間関係上の虐待と片親疎外の間にどの程度の関連があるかを調べる際に、一元配置分散分析（ANOVA）を使用した。
うつ病性健康問題と片親疎外との関連性は、順序回帰に関して満足のいく「適合」を示さなかった。そのため、この関連を先ずロジスティック回帰（うつ病症状なしvs１つ以上のうつ病症状）で分析し、次にうつ病性健康愁訴を報告した人を対象に線形回帰で分析した。
男性と女性で、一方の片親疎外と、もう一方のうつ病およびウェルビーイングの低下との間に異なる関連性があるかどうかを調べるため、性別に基づく層別分析を実施した。信頼区間（ＣＩ）が重複していることが判明した。そこで、性別は多変量解析の調整変数としてのみ含めた。
ｔ検定と一元配置分散分析を使用した場合、分散の均一性を調べるためにルビーン検定を使用した。必要に応じて、パラメトリック検定では、サブグループのサイズに応じて、シャピロ＝ウィルク検定または Q–Qプロットのいずれかによって正規分布の仮定を確認した。パラメトリック検定に必要な仮定に到達できなかった場合は、ノンパラメトリック検定を適用した。ＡＮＯＶＡで２つ以上のサブグループの平均を比較する場合、分散の均一性の仮定をルビーン検定で評価し、均一性が破られた場合は、ボンフェローニの事後表の代わりに、ゲームス＝ハウエルの分析から結果を報告した。
多変量解析（表Ⅳおよび表Ⅴ）では、分散膨張係数を計算して、多重共線性によってモデルが無効になる可能性があるかどうかを調査した。線形相関の判定には、ボックス＝ティッドウェル法を使用した。多変量モデルが有効かどうかは、ホスマー＝レメショウの適合度検定（ロジスティック回帰）またはピアソンの適合度検定（順序回帰）を使用して判定した。更に、順序回帰分析の水準が適切かどうか、尤度比検定を使用して調査した。
倫理
この研究を地域医療健康研究倫理委員会西地区に提出したところ、匿名データのみを収集していたため倫理審査は免除になった。データ収集システムでは、調査を匿名とし、ＩＰアドレスを収集しなかった。
結果
婚姻状況は、結婚または同棲が３０％、離婚が３６％、独身が３１％と報告された。訪問妨害の経験者は、研究参加者の４４％にもなった。標的になったグループの半数（２２％）が、継続的な妨害を経験していた。殆どの男性がそのような経験をしたが、女性も相当数（２６９人中４６人）が妨害の経験を報告した。表Ⅰと表Ⅱは、性別毎に参加者の記述的概要を示している。連続変数の比較にはクロス集計または独立ｔ検定（およびマン＝ホイットニーのＵ検定）からのχ²検定のｐ値を示している。
表Ⅰは、研究参加者の教育水準が比較的高く、女性は男性よりも有意に高い教育を受けており、収入も同等であることを示している。男性は女性よりも独り暮らしで、うつ症状が多く、ウェルビーイングが低い傾向がある。表Ⅱは、男性と女性が身体的暴力を報告することは稀れで、同じ頻度で報告したことを示している。男性は女性よりも、片親疎外、心理的暴力、根拠のない非難、妨害行為を有意に多く経験していた。
婚姻状況（結婚している、同棲している場合を離婚または別離していて独身または死別している場合と比較）は、一方の親がもう一方の親に対して疎外する行動をとったかどうかとの関連性が、境界線上の有意性しか示さなかった（ピアソンのχ²検定、p = 0.06）。疎外の平均スコアは、婚姻状況グループ全体で類似していた（表Ⅱには示していない）。
表Ⅲでは、人間関係上の葛藤を３つのレベルにグループ化し、それらと片親疎外との関連性を調査するために一元配置分散分析を行った。表Ⅲは、一方での訪問妨害や根拠のない非難の程度と、他方での片親疎外との間に強い関連性があることを示している。いかなる形態の心理的暴力も、片親疎外の増加と関連している。表Ⅲはまた、より頻度が高く、より深刻な身体的暴力も、片親疎外と統計的に有意に関連していることを明らかにしている。
８つの疎外戦略の信頼性テストでは、クロンバックのα係数は高い値（0.85）を示した。８つの項目全てが信頼性の向上に寄与した。
表Ⅳは、片親疎外とうつ病健康愁訴（全てのうつ病症状の程度に対して症状がない）との関連性を示している。性別、年齢、教育レベル、収入を調整した。オッズ比（ＯＲ）は、疎外がない場合と比較して、平均値が１（疎外の全ての特徴の存在する）に増えると、オッズが７倍以上増加することを示している。この分析を、１つ以上のうつ病症状があると報告した人（表Ⅳには示していない）の多変量線形回帰で補完した。表Ⅳと同じ調整変数を統制すると、標準化回帰係数は 0.29 (p<0.001) であった。これは、片親疎外との間に線形関係があり、片親疎外の標準偏差SDが１増加すると、うつ病の症状の標準偏差SDが 0.29増加することを示している。
表Ⅴは、片親疎外と感情的ウェルビーイングの低下との関連性に関する順序ロジスティック回帰の結果を示している。研究参加者を３つのウェルビーイングのレベルに分けた。ウェルビーイングが低下していないと報告した人（n = 246）を、ウェルビーイングが低下している２つの同規模のグループと比較した。ここでも、表Ⅳと同じ因子を調整した。結果は、片親疎外が０から１に増加すると、ウェルビーイングの低下を経験するオッズが３倍近く増加することを示している。増加は緩やかで、ＯＲは「満足」から「良くない」まで、「良くない」から「悪い」まで等しくなる。
考察
片親疎外の構成概念妥当性が、他の形態の人間関係上の暴力、精神疾患、ウェルビーイングの低下との用量反応関連の存在によって確認された。関連する交絡変数を調整した場合も、関連性は明らかであった。構成概念妥当性は、片親疎外とその他の人間関係に破壊をもたらす行動との関連によっても確認された。片親疎外の程度が増すにつれ、訪問妨害と虚偽の申立てが徐々に増加する。更に、調査は、訪問妨害と片親疎外は父親と母親の両方に対し実際に存在していることを示している。片親疎外と訪問妨害は往々にして父親に向けられていたが、そのような行動は性別に特有なものではなかった。
私たちは構成概念妥当性を確認するための主な結果として、うつ病と感情的ウェルビーイングの低下を選択した。なぜなら、これらが標的となった親が経験する反応の根幹だからである[14]。本研究は、北欧の状況では片親疎外が構成概念妥当性を示しているという私たちの調査を裏付けており、一部の研究者の主張に反している[12]。この現象には十分に根拠があり、十分検証されていることを、増え続ける研究文献は裏付けている[8,11]。しかし、文献に繰り返し掲載されている誤った情報は、依然として強力な擁護団体によって広められている。彼らの主張は最近の論文[20]で慎重に評価されている。
研究文献で、私たちは本研究と同様のジェンダー不平等を発見した[21]。男性の方がこのような行動の被害者となる理由は、離婚や別離後に母親の方が子どもの主たる監護者、または単独監護者になることが多いためと説明できる。子どもの監護の取決めを統制すると、この差は殆ど消滅する。片親疎外のプロセスで使用される方法には男女差があり、女性は男性よりも間接的な方法や感情的支配を多く使用する[21]。幾つかの研究では、虚偽の申立ての使用に男女差があることがわかっており、父親は性的虐待の虚偽の申立ての標的となり、母親はネグレクトの虚偽の申立ての被害者となることが多い[18,19,22,23]。
片親疎外と婚姻状況の間に関連性は見出せなかった。この結果は、片親疎外はほぼ例外なく離婚後や別離後に発生する現象であることを明らかにしている文献の結果とは矛盾している[3]。私たちは離婚や別離の経験ではなく、現在の状況について尋ねた。それゆえ、別離を経験した人が、パートナー関係を再構築した、独身生活を送っている、離婚した、と報告したかどうかは、多少ランダムになる可能性がある。
身体的暴力に曝されることに関して、統計的に有意な性差は見出せなかった。しかし、身体的暴力に曝された女性の人数が少なかったので、この調査結果に関する統計的検出力は低かった。それゆえ、性差をこの研究だけに基づいて排除することはできない。多くの状況で、私たちは長い間、ドメスティックバイオレンスに対し性別に特化した強い焦点を当ててきた。その理由は、男性の被害者と女性の被害者とで、ドメスティックバイオレンスを報告する程度に大きな違いがあるためかもしれない[24]。幾つかの代表的な人口調査が含まれたレビュー記事では、性差は殆ど存在しないか全く存在しないことが示されている[25]。
女性の方が、批判や中傷という形で、言葉による攻撃やハラスメントにパートナーを曝すことが多い[24]。本研究で、男性の方が女性よりも、訪問妨害、根拠のない告訴、精神的暴力、片親疎外を経験した頻度が多いという事実からも、このことは明らかだった。
文献では、性別に関係なく、親が別離に関連して、もう一方の親より有利になるために根拠のない虐待の主張を使用するという一貫した調査結果がある。要するに、ドメスティックバイオレンス、子どもへの身体的虐待および性的虐待、ネグレクト、片親疎外を申立てる可能性がある。共通するテーマは、家族崩壊の原因はもう一方の親にある、またはもう一方の親は危険であり、子どもを本当に愛していない、子どもよりも他のこと－仕事、お金、新しいパートナーなど－を優先しているというものである[11]。私たちの研究では、片親疎外と虚偽の申立てとの間に強い関連性が見られたことから、これが特徴的であることが確認された。訪問妨害も線形の関係にあることは驚くことではない。アクセスの妨害や拒否は、片親疎外の主な基準の１つである[3,11]。
片親疎外が子どもの精神的健康および社会的健康に与える影響は、徹底的に立証されている[2,3]。標的にされた親に対する有害な影響はますます調査されている。その傷害は、ある研究における、他の形態の強制的な支配の被害者に生じた傷害と一致していた[26]。疎外された親は、不安、抑うつ、ストレス、身体症状が著しく多く、無力感、絶望感、社会的孤立を訴えている。幾つかの研究では、そのような疎外の被害者は、親としての役割を失ったためにアイデンティティの一部を失ったと感じ、子どもを失ったことに関連した強い否定的な感情を抱いていることが判明している。幾つかの研究では、そのような片親疎外の犠牲者は、親としての役割を失うことでアイデンティティの一部を失ったと感じ、子どもの喪失に関連する激しいネガティブな感情を感じていたことを見出している。幾つかの研究では自殺傾向との強い関連性を見出している[27]。このことは、うつ病性健康問題や生活の質とウェルビーイングの低下との強い関連という、私たちの調査結果と一致している。
私たちは、保健サービスや子どもと家族の福祉サービス、および法的保護の責任を負う責任者の専門家グループにおけるセラピストが、片親疎外が存在する可能性を熟知し、評価することが重要であることを強調したい。ノルウェー医師会のジャーナルの以前の記事は、専門的な能力の欠如が如何に疎外を強化し、更に子どもを害するかを示した[28]。近年、人権裁判所はノルウェーに対し、殆ど例外なく、子どもと生物学的親の間の訪問に対し過度に厳しい制限に基づいた判決を下している[29]。
この研究分野は、北欧諸国では殆ど無視されている。その理由を理解することは困難である。大規模で高品質の疫学的データがあれば、これらの現象をより詳細に解明し、片親疎外が如何にして新しい世代に「感染」するかを確認できるはずである。そうすれば、この現象の公衆衛生上の重要性が増すであろう。
本研究の弱みと強み
本研究の参加者は、インターネットを介した募集に自主的に応じた。それゆえ、代表性があると主張することはできない。年齢分布はノルウェーの平均的な人口と一致しているが、最高年齢層は一般集団と比較して代表性が低い[30]。女性よりも男性の参加者が多い。回答者の学歴が、ノルウェーの平均を大きく上回っている[31]。
男性の回答が女性よりも多かった理由は、恐らく、親密な関係でこのような形態の暴力を経験する男性の方が多いという事実を反映しているのであろう。片親疎外と訪問妨害の有病率は、一般集団よりも私たちの研究の方が高くなるが、一般集団を対象とした別の研究と根本的に異なるわけではない[4,7]。本研究は、共通の質問票を使用した横断的研究である。用量反応関連は因果関係を示すかもしれないが、そのような関連性は「共通方法バイアス」の影響を受ける可能性があるであろう。
本研究の強みは、北欧諸国では十分に研究されていない分野の調査結果を報告していることである。私たちは幾つかの人間関係に破壊をもたらす行動をマッピングし、片親疎外は親が認識できること、そしてそれは高度な構成概念妥当性を有する現象であることを立証した。
解釈
片親疎外という現象は、母親と父親の両方が苦しむ有害な行動の一形態として、親の間で認識されている。斯くて、構成概念妥当性は裏付けられた。このような行動は、健康および社会福祉の専門家コミュニティがドメスティックバイオレンスの一形態として認識し、法的措置の対象とすべきである。
謝辞
この調査のインターネットへの掲載と、関連するネットアドレスに調査を提示に対し、ランボル・マネジメント社に支払いをするため、ＮＧＯから５０００ノルウェークローネを受け取った。いずれの著者も、研究や出版に対する報酬や助成金を受け取っていない。調査に回答して頂いた研究参加者に感謝する。ヴェムンド・ヴェネストロム氏はランボル・マネジメント社との連絡窓口であり、ExcelからSPSS互換のSav-Fileへのデータファイルの安全な転送とインポートを手伝ってくれた。
データ可用性に関する声明
データは、対応する著者に合理的な要求をすれば共有できる。
利益相反の宣言
著者には、宣言すべき利益相反はない。
資金調達
著者は、この記事の研究、執筆、かつ/または出版に対して金銭的支援を受けていない。
ORCID ID
Eivind Meland https://orcid.org/0000-0001-9161-1680
補足資料
この記事の補足資料はオンラインで入手できる。
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インターネットの付録（補足）
別離後の生活の質に関する２０２１年の調査
別離を経験した人々がどのように感じているかをより深く知るために、この調査への回答にご協力いただければ幸いです。また、私たちは、別離時の子どもへの関与に関する協力状況に基づいて、両親の生活の質とメンタルヘルスとの関係をマッピングしたいと考えています。別離後の男性の生活状況に関する知識が特に不足していると考えていますが、女性からも生活状況に関する回答を頂きたいと考えています。
この調査は匿名で行われるため、回答が個々の回答者やＩＰアドレスにリンクされることはありません。これは、アクセスやユーザー権限に拘らず、全ての SurveyXact ユーザー、および SurveyXact の従業員とサポート・サービスに適用されます。
この調査は男性フォーラムの後援のもとで実施され、名誉教授のエイヴィンド・メランド氏と精神科医のダグ・フルホルメン氏が執筆しました。
調査には約８分かかります。お時間を割いて頂きありがとうございます。
私の回答が匿名でデータベースに登録され、研究目的で使用されることを許可します。
⑴はい
⑵いいえ
性別
⑴男性
⑵女性
⑶その他/回答したくない
年齢
⑴２１歳未満
⑵２１～３０歳
⑶３１～４０歳
⑷４１～５０歳
⑸５１～６０歳
⑹６１～７０歳
⑺７０歳以上
⑻回答したくない
教育水準
⑴小中等学校
⑵高等学校
⑶専門学校
⑷大学/学士
⑸大学/修士および同等
⑹その他/回答したくない
職業
⑴フルタイム
⑵パートタイム
⑶学生
⑷失業者
⑸病欠
⑹障害者
⑺その他/回答したくない
総所得(税引前/拠出金控除前所得)
⑴年間２０万以下
⑵年間２０万～４０万
⑶年間４０万～６０万
⑷年間６０万～８０万
⑸年間８０万～１００万
⑹年間１００万以上
⑺その他/回答したくない
住居
⑴子ども部屋付きの持ち家
⑵子ども部屋なしの持ち家
⑶子ども部屋付きの賃貸住宅
⑷子ども部屋なしの賃貸住宅
⑸ホームレス
⑹訪問のために住宅を無料で借りている/有料で借りている
⑺その他/回答したくない
婚姻状況
⑴結婚している
⑵同棲している
⑶離婚している/別離している
⑷独身
⑸夫と死別/妻と死別/配偶者が生存
⑹その他/回答したくない
子ども供は何人いますか？
０ １ ２ ３ ４ ５ ５以上
男の子 ⑴❍ ⑺❍ ⑵❍ ⑶❍ ⑷❍ ⑸❍ ⑹❍
女の子 ⑴❍ ⑺❍ ⑵❍ ⑶❍ ⑷❍ ⑸❍ ⑹❍
法的意思決定権がありますか（同居親）
⑴意思決定権を有している（子どもは私と常日頃から一緒に暮らしている）
⑵意思決定権を有している（共有居所）
⑶意思決定権を有していない（子どもは元パートナーと常日頃から一緒に暮らしている）
⑷私は1人以上の子どもと常日頃から暮らし、元パートナーも1人以上の子どもと常日頃から一緒に暮らしている
⑸その他/回答したくない
毎月の養育費＋訪問費用（交通費等）はいかほどですか？
⑴1,000クローネ/月未満
⑵1,001-2,000クローネ/月
⑶2,001-4,000クローネ/月
⑷4,001-6,000クローネ/月
⑸6,001-8,000クローネ/月
⑹8,001-10,000クローネ/月
⑺10,001-12,000クローネ/月
⑻12,000クローネ/月以上
⑼その他/回答したくない
養育費を支払っている子どもの数
⑴１人
⑵２人
⑶３人
⑷４人
⑸５人以上
⑹その他/回答したくない
自分の子どもと過ごす時間
⑴子どもと常日頃暮らしている
⑵６１％以上一緒に過ごしている
⑶５１～６０％一緒に過ごしている
⑷４１～５０％一緒に過ごしてる
⑸３１～４０％一緒に過ごしている
⑹２１～３０％一緒に過ごしている
⑺１１～２０％一緒に過ごしている
⑻１０％以下一緒に過ごしている
⑼監視付き訪問のみ
⑽子どもとコンタクトしていない
⑾その他/回答したくない
自分の子どもとのコンタクトが妨害されたことはありますか？
⑴はい
⑵いいえ
自分の子どもとの交流を妨害されることはどのくらいの頻度ですか？
⑴年に１～５回妨害される
⑵月に１～５回妨害される
⑶週に１～５回妨害される
⑷一緒に過ごすことを継続的に妨害される
⑸その他/回答したくない
児童福祉サービスとコンタクトをとったことがありますか？
⑴はい
⑵いいえ
児童福祉サービスとのコンタクトはどうでしたか？
⑴非常に困難
⑵困難
⑶どちらでもない
⑷良好
⑸非常に良好
⑹その他/回答したくない_____
家族カウンセリングとコンタクトをとりましたか？
⑴はい
⑵いいえ
家族カウンセリングサービスとのコンタクトはどうでしたか？
⑴非常に困難
⑵困難
⑶どちらでもない
⑷良好
⑸非常に良好
⑹その他/回答したくない
離婚に関連して司法とのコンタクトはありましたか？
⑴はい
⑵いいえ
司法とのコンタクトはどうでしたか？
⑴非常に困難
⑵困難
⑶どちらでもない
⑷良好
⑸非常に良好
⑹その他/回答したくない
幼稚園とのコンタクトや幼稚園からの情報提供はどうでしたか？
⑴非常に困難
⑵困難
⑶どちらでもない
⑷良好
⑸非常に良好
⑹その他/回答したくない
学校とのコンタクトや学校からの情報提供はどうでしたか？
⑴非常に困難
⑵困難
⑶どちらでもない
⑷良好
⑸非常に良好
⑹その他/回答したくない
パートナーから根拠のない非難を受けたことがありますか?
⑴はい
⑵いいえ
どのような根拠のない告訴を経験しましたか？
選択肢を増やす
⑴パートナーに対する暴力の脅迫または暴力の申立て
⑵子どもに対する脅迫または暴力の申立て
⑶パートナーに対する性的虐待の申立て
⑷子どもに対する性的虐待の申立て
⑸根拠のない申立てを児童保護サービスに報告されたことがある
⑹根拠のない申立てを警察や司法機関に報告されたことがある
⑺その他/回答したくない
パートナーが子どもをあなたに敵対させようとしたり、敵意を抱かせようとしたことはありますか？
⑴はい
⑵いいえ
パートナーはどのようにして子どもをあなたに敵対させようとしたり、敵意を抱かせようとしましたか？
選択肢を増やす
⑴あなたとあなたの子どもとのコンタクトを操作したり、ボイコットしたり、または混乱させるようなことをする
⑵ あなたが下品である、危険である、子どもが嫌いであると子どもに説明する
⑶子どもに一方の親を選ばせる
⑷ 愛情かつ/または忠誠心を失うと子どもを脅す
⑸イメージや過去の共通の出来事を抹消する
⑹子どもの姓を変えたり、あなたを「お母さん/お父さん」ではなく名前で呼んだりする
⑺子どもはあなたの家族の祖父母や親戚に会えなくなる
⑻その目的のために、スパイをさせたり、支配したり、子どもを利用したりする
⑼その他/回答したくない
子どもが敵対的に振舞ったり、突然あなたを恐れるようになったと感じていますか？
⑴はい
⑵いいえ
パートナーとの別離後に子どもがあなたに疑いの目または敵意を向けていたなら、どの説明が最も適切ですか？
⑴軽度：子どもがあなたに対してある程度否定的な態度を示し、接触に対してある程度の抵抗を示す
⑵中度：子どもがより顕著な否定的な態度を示し、訪問に対する抵抗を明確に示しますが、抗議しながら受け入れる
⑶重度：子どもが、親としての私に対するあからさまな憎悪や恐怖を含む、非常に否定的な信念を表明する
⑷あらゆる形態のコンタクトに反対する
⑸その他/回答したくない
以前は愛情深い関係を築いていたのに、曖昧な/ありそうもない理由で、その関係が突然完全に変わってしまったことがありますか？
⑴はい
⑵いいえ
過去１年間にパートナーから脅迫や精神的暴力を受けたことがありますか？
⑴はい
⑵いいえ
パートナーとしてあなたに対する批判的なコメントや侮辱的な呼称をどのくらいの頻度で浴びましたか？
⑴年に１～５回
⑵月に１～５回
⑶月に６回以上
⑷その他/回答したくない
虐待、侮辱的な言葉、または例えば復讐などの脅迫をどのくらいの頻度で受けましたか?
⑴年に１～５回
⑵月に１～５回
⑶月に６回以上
⑷その他、説明：_____
過去１年間にパートナー/元パートナーから暴力を受けたことがありますか？
⑴はい
⑵いいえ
過去１年間にパートナー/元パートナーからの暴力に曝された頻度はどのくらいですか？
１～５ ６～１０ １０回 なし
回 回 以上
軽い暴力(押す,耳を引張る,引掻く) ⑴❍ ⑵❍ ⑶❍ ⑷❍
脅迫または精神的暴力 ⑴❍ ⑵❍ ⑶❍ ⑷❍
加重暴行 ⑴❍ ⑵❍ ⑶❍ ⑷❍
性的暴力 ⑴❍ ⑵❍ ⑶❍ ⑷❍
その他、説明：_____
匿名性を確保するため、個人を特定できる情報の共有は避けてください。
過去１年間に、元パートナーに対して脅迫または精神的暴力を振るったことがありますか？
⑴はい
⑵いいえ
過去１年間に、元パートナーに対して脅迫や精神的暴力をどのくらいの頻度で行いましたか？
１～５ ６～１０ １０回 なし
回 回 以上
パートナーとしてのあなたに ⑴❍ ⑵❍ ⑶❍ ⑷❍
対する批判的なコメントや侮
辱的な呼称
非常に侮辱的な言葉や、例え ⑴❍ ⑵❍ ⑶❍ ⑷❍
ば復讐などの脅迫
その他、説明：_____
匿名性を確保するため、個人を特定できる情報の共有は避けてください。
過去１年間に、元パートナーに対して暴力を振るいましたか？
⑴はい
⑵いいえ
過去１年間に、元パートナーに対してどのくらいの頻度で暴力を振るいましたか？
１～５ ６～１０ １０回 なし
回 回 以上
軽い暴力(押す,耳を引張る,引掻く) ⑴❍ ⑵❍ ⑶❍ ⑷❍
加重暴行 ⑴❍ ⑵❍ ⑶❍ ⑷❍
性的暴力 ⑴❍ ⑵❍ ⑶❍ ⑷❍
その他、説明：_____
匿名性を確保するため、個人を特定できる情報の共有は避けてください。
パート２. 生活の質に関する自身の健康体験
1. 現時点であなたがどのように感じているかを言葉にすると、どれに該当しますか。
⑴ほぼ満足
⑵やや満足
⑶やや不満
⑷ほぼ不満
⑸その他/回答したくない
2. 現時点であなたはどの程度気分が晴れているように感じていますか？
⑴気分が晴れている
⑵かなり気分が晴れている
⑶何か疲れてだるい
⑷ほぼ疲れていてだるい
⑸その他/回答したくない
3. 現時点の日常生活における全体的な気分や感じはどんなですか？
⑴とても気分が良い
⑵気分が良い
⑶しばしば落ち込んだり悲しんだりする
⑷たいてい落ち込んだり悲しんだりしている
⑸その他/回答したくない
4. 先月どんな状態うだったか説明しているのはどれですか？
⑴先月は非常に穏やかで満足感がありました
⑵先月はイライラと緊張にやや悩まされました
⑶先月はイライラと緊張にかなり悩まされました
⑷その他/回答を望まない
最近１か月で、落ち込んだ経験はありますか？
⑴はい
⑵いいえ
現時点で、どのように落ち込んだ経験がありますか？
経験して 少しだけ ある程度 かなり 非常に
いない かなり
悲しみの経験 ⑴ ❍ ⑵ ❍ ⑶ ❍ ⑷ ❍ ⑸ ❍
緊張と不安 ⑴ ❍ ⑵ ❍ ⑶ ❍ ⑷ ❍ ⑸ ❍
睡眠障害 ⑴ ❍ ⑵ ❍ ⑶ ❍ ⑷ ❍ ⑸ ❍
集中困難 ⑴ ❍ ⑵ ❍ ⑶ ❍ ⑷ ❍ ⑸ ❍
遂行機能障害 ⑴ ❍ ⑵ ❍ ⑶ ❍ ⑷ ❍ ⑸ ❍
否定的思考／自己批判 ⑴ ❍ ⑵ ❍ ⑶ ❍ ⑷ ❍ ⑸ ❍
自殺念慮 ⑴ ❍ ⑵ ❍ ⑶ ❍ ⑷ ❍ ⑸ ❍
過去１か月以内に社会 ⑴ ❍ ⑵ ❍ ⑶ ❍ ⑷ ❍ ⑸ ❍
不安を経験しましたか？
その他、説明：_____
匿名性を確保するため、個人を特定できる情報の共有は避けてください。
過去１か月の間に薬物などで問題を「解決」ことがありますか？
⑴いいえ
⑵少し
⑶ある程度
⑷かなり
⑸非常にかなり
ご参加頂き有難うございました。回答は匿名のため、このアンケートに基づいてフォローアップすることはできません。
精神的ストレスや緊張を感じた場合は、支援を受けられることを忘れないでください。
仲間の援助・男性フォーラム、電話: 33 33 70 00
ノルウェー公的扶助、電話: 22 03 77 00
カーケンスＳＯＳ、電話: 23 08 13 80
赤十字救急、電話: 815 55 201
メンタルヘルス、電話: 116 123
［訳者註］内部信頼性 internal reliability
内部信頼性とは、その測定自体に一貫性があることを意味する。言い換えれば、同じ質問を別の方法で投げかけても、同じ結果が得られるということである。多くの場合、スプリット・ハーフ法（折半法）で測定される。
［訳者註］クロンバックのα係数 Cronbach’s alpha
複数の検者によって検査・測定されたデータの信頼性（精度，再現性）を意味する。即ち、複数の検者が検査・測定を行ったときに値がどれくらい一致するか，検者どうしの一貫性およびバラツキを表す指標。１９５１年にリー・クロンバックによって開発されたため、クロンバックのα係数と呼ばれる。通常、α係数が0.8以上であれば一貫性があると見做される。
［訳者註］構成概念妥当性 construct validity
心理学的構成概念を測定する場合において、測定された得点が、構成概念から導き出される心理学的事実と整合性があるかということを表す指標。
［訳者註］用量反応関連 dose–response association
化学物質や物理的作用（放射線や温度刺激などのストレス）を生物に与えたとき、その摂取量やストレスの大きさである「用量」と、生物の「反応（薬効や有害影響）」との関係のこと。
［訳者註］調整した解析 adjusted analysis
複数の交絡因子の影響を同時に考慮した解析。
［訳者註］線形回帰 linear regression
既知のデータ値を使用して、関連する別の未知のデータの値を予測する「回帰分析」の一種で、説明変数（独立変数ともいう）に対して目的変数（従属変数、あるいは反応変数ともいう）が線形またはそれから近い値で表される状態。出力は連続値。
［訳者註］ロジスティック回帰 logistic regression
幾つかの要因（説明変数）から「２値の結果（目的変数）」が起こる確率を説明・予測する回帰分析。２値とは、試験の合格／不合格のように答えが2つしかない値のことを言う。線形回帰の出力が連続値（例えば、試験の点数）であるのに対し、ロジスティック回帰は離散値である。説明変数が２つ以上のロジスティック回帰を特に「多重(Multiple)ロジスティック回帰」と称して、説明変数が１つのロジスティック回帰と分ける場合がある。なお、目的変数によって、２値の結果の確率を予測する２値分類モデルを「バイナリロジスティック回帰（二項ロジスティック回帰）」、目的変数が３項（カテゴリー）以上の場合（例えば、軽度／中度／重度）に用いる「多項(multinominal)ロジスティック回帰」、目的変数が順序変数の場合に用いる「順序ロジスティック回帰」、ケースコントロール研究分析に用いる「条件付きロジスティック回帰」に分けられる。
［訳者註］順序回帰 ordinal regression
説明変数から、離散的であるが順序付けされたカテゴリーで構成される目的変数を予測する回帰分析。目的関数の一般的な例は、映画の評価を1～５でランク付けるようなリッカート尺度である。
［訳者註］順序ロジスティック回帰 ordinal logistic regression
目的変数が3分類以上の順序分類尺度のデータの時に、(分類数-1)個の累積ロジスティックモデルを当てはめ、それらが同時に成り立つようなロジスティック回帰式を求める手法。
［訳者註］ノンパラメトリック検定 non-parametric test
ｔ検定のように「事前にデータ分布を仮定している検定」をパラメトリック検定（parametric test）と言い、逆に「事前にデータ分布を仮定していない検定」をノンパラメトリック検定と言う。ウィルコクソンの順位和検定が代表。
［訳者註］一元配置分散分析 one-way analysis of variance(ANOVA)
一元配置分散分析は、３つ以上の群間の平均値の差が統計的に有意かどうかを検定するための統計的方法。例えば、ある薬の効果を調べるために、異なる投与量の群を作り、それぞれの群で治療後の健康状態を測定する場合、一元配置分散分析を使うことで、投与量の違いが健康状態に影響を与えるかどうかを調べることができる。
［訳者註］層別解析 stratified analysis
アウトカムに影響を与える可能性のある因子（予後因子）について層ごとに比較を行い、それらの結果を統合する解析手法。予後因子の群間バランスが崩れたときにその偏りを調整するための手法である。
［訳者註］ルビーン検定 Levene's test
２群以上の分散の均質性を検定する手順。良く知られた統計手法の中には、各群の分散が均等であることを前提としているものがある。ルビーン検定はこの仮定を検証する。この検定の帰無仮説は「各群の分散は等しい（等分散性）」である。
［訳者註］シャピロ＝ウィルク検定 Shapiro–Wilk test
データが正規分布しているかどうかを検定する手法。検定の結果、p<0.05で有意となったときは「正規分布しない」と判断し、p≧0.05となったときは「“正規分布していない”とはいえない（＝正規分布している）」と見做す。この検定方法は、サミュエル・シャピロとマーティン・ウィルクが１９６５年に発表した。
［訳者註］ＱＱプロット Q–Q scatterplot, quantile–quantile plot
データが正規分布しているかどうかを検定する手法。分位数-分位数プロットとも呼ばれる。縦軸に「データの値」を、横軸に「データの期待値を標準化した値（正規分布の理論値）」をプロットし、プロットが一直線に並ぶ場合、データは正規分布していると見做す。
［訳者註］事後検定 Post-hoc test
一般的に、３郡以上を比較したい場合に、分散分析（ＡＮＯＶＡ）を実施した後に対比較（２群間の比多重較）を実施することを指す。検定方法には、ボンフェローニ法ほか、様々な種類がある。
［訳者註］ボンフェローニ法 Bonferroni’s test
多重比較検定の１つで、全ての対比較（２群比較）を行う。計算が容易で、あらゆる検定に適用できる利便性はあるが、対比較の数に応じて有意水準を調整するため、対比較の数が多くなると検出力が低くなる欠点がある。等分散性を仮定している場合に使用する。
［訳者註］ゲームス＝ハウエル法 Games–Howell’s test
多重比較検定法の１つ。正規性は仮定する（パラメトリック検定）が、等分散性を仮定しない。
［訳者註］分散膨張係数 variance-inflation factor
分散膨張因子、分散拡大要因、分散拡大係数、ＶＩＦとも呼ばれる。重回帰分析などの多変量解析で多重共線性（multi-collinearity：２つ以上の説明変数が高い線形関係にあること）を評価する際の指標。値が大きい（多重共線性が強い）場合は、共線性を認める説明変数の標準誤差が異常に大きくなり、有意な関係が得られなくなってしまうため、その変数のどちらか（または複数）を分析から除いた方が良い。明確な基準はないが、一般的にはＶＩＦが１０以上で「多重共線性あり」とされる。
［訳者註］ボックス＝ティッドウェル検定 Box–Tidwell test
元の回帰モデルに対し、各独立変数を対数変換した交互作用項を追加、対数変換後のモデルを適合させ、係数の有意性を検定する方法。１９６２年にジョージ・ボックスとジョン・ティッドウェルが提案した。
［訳者註］ホスマー＝レメショウ検定 Hosmer-Lemeshow test
ロジスティック回帰モデルへの適合度を調べる統計学的検定。しばしばリスク予測モデルの分野、特にがん疫学の分野で使用される。ホスマー＝レメショウ検定は、観測された事象率がモデル母集団のサブグループでの期待される事象率に適合するかどうかを評価する。
［訳者註］ピアソンの適合度検定 Pearson goodness-of-fit test
ピアソンのχ²検定（適合度）と呼ばれる。１９９０年にカール・ピアソンが考案した検定。この検定では，名義変数の観測された度数分布が期待される度数分布に一致するかどうかを確かめる。具体的な手順は、以下の通り。⑴期待確率から期待度数を計算、⑵χ²値を計算、⑶χ²分布表から計算したχ²値に基づくp値を求め、有意水準以下ならば帰無仮説を棄却する。
［訳者註］尤度比検定 likelihood ratio test
「帰無仮説が正しい」という立場が誤りの場合に尤度比が０に近い値になることを利用し、尤度比が事前に決めた基準より小さいかどうかで帰無仮説の棄却、採択を決める検定を尤度比検定と呼ぶ。尤度比検定はシンプルであるが、有用かつ非常に強力な検定方法であることが知られている。
［訳者註］マン＝ホイットニーのＵ検定 Mann–Whitney U test）
ノンパラメトリック検定の１つで、対応のないデータにおいて２つの群間に差があるかないかについて検定する。単にＵ検定とも言われる。ウィルコクソンの順位和検定と同等の結論が得られる。
［訳者註］オッズ比 odds ratio
オッズは、ある事象が起こらない確率に対するその事象が起こる確率の比であり、「ある事象の起こりやすさ」を表す。ある事象が起こらない確率と起こる確率が等しい場合には、オッズは1になる。
オッズ比は、2つの群におけるオッズを比較したものであり、「ある群における事象の起こりやすさに対する別の群における事象の起こりやすさ」を表す。2つの群で事象の起こりやすさが等しい場合には、オッズ比は1になる。ある群（分子の群）における事象の起こりやすさが別の群（分母の群）よりも大きい場合には、オッズ比は1より大きくなる。
［訳者註］共通方法バイアス common method bias
英語表記のまま「コモンメソッド・バイアス」とも言う。同一の回のアンケートで原因Xと結果Yを測定したことで、実際にその2つの変数の間に存在する以上の相関関係が出てしまうこと。例えば、会社への満足度や愛着と、上司との関係性の良さといったことについて知りたいとき、同じアンケートで、会社への満足度や愛着について質問し、上司との関係が良いかについても質問したとすると、「肯定傾向（yes tendency）」などのいろいろな影響から、どちらも高いスコアとなり、強い相関が出るということがよくある。アンケートの実施を2回に分けて、Xについては1回目で聞き、Yについては2回目で聞くというように、タイムラグを設けることで対処できる。
［訳者註］加重暴行 aggravated assault
武器の使用によって，又は死亡若しくは重い傷害を伴うような同種の手段によって，重い傷害を加える目的でなされる他人に対する違法な攻撃(アメリカ連邦捜査局F.B.I.の統一犯罪報告書の定義)
［訳者註］ユニバーシティ・カレッジ university college
高等教育を提供する大学教育機関であるが、完全な、または独立した大学としての地位はなく、多くの場合はより大きな大学の一部門である。正確な用法は地域や時代によって異なる。
［訳者註］マクファデンR² McFadden R²
ロジスティック回帰分析などで、モデルのあてはまりを見る指標の一つ。線形回帰分析の決定係数であるＲ²に相当することから、擬似Ｒ²ともよばれる。
０から１までの値をとり、最終ステップの回帰式の対数尤度に対する、説明変数を含まない回帰式の対数尤度の比を１から引いたものに等しい。（あるいは、最終的な回帰式における対数尤度と、説明変数をすべて０とした時の対数尤度の比を１から引いたものに等しい）
［訳者註］比例オッズの仮定 proportional odds assumption
例えば３分類の順序ロジスティック回帰において、２番目のロジスティックモデルは１番目のロジスティックモデルと偏回帰係数が同じで、切片βと回帰誤差εだけが異なると仮定すること。モデル1とモデル2の偏回帰係数が同じということは、２つのモデルのロジット(対数オッズ)の違いはそれぞれの切片βの差に影響されるだけで、説明変数には影響されないということであり、その結果、２つのモデルのオッズの間には比例関係があり、その比例定数は、モデル１の切片とモデル２の切片の差を指数変換した値になる。このようなモデルのことを比例オッズモデル(POM：proportional odds model)または累積ロジスティックモデル(cumulative logistic model)という。
（了）
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