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妊婦の性生活に関する健康教育を行う助産師の意図，行動に影響する要因
―計画的行動理論を用いて―
2016 年 36 巻 p. 64-70
詳細
2016 年 36 巻 p. 64-70
目的：助産師が妊婦の性生活に関する健康教育を行うという行動と，その意図について，意図を強化する影響要因，行動への影響要因を明らかにした．
方法：助産師184名に対して，TPBを用いて作成した質問紙調査を行った．調査項目は，属性と，個別・集団の健康教育についての「意図」「行動」「必要性の認識」「ネガティブな気持ち」「助産師からの期待」「対象からの期待」「能力の自信」「妨げとなる環境」である．
結果：個別健康教育では「必要性の認識」と「助産師からの期待」で「意図」を約60%説明し，「助産師からの期待」と「能力の自信」で「行動」を約51% 説明した．集団健康教育では「必要性の認識」のみで「意図」を約75%説明し，「意図」と「能力の自信」で「行動」を約42%説明した．
結論：意図は，個別・集団健康教育ともに必要性の認識によって強化されていた．行動は，個別健康教育では助産師からの期待と能力の自信，集団健康養育では意図と能力の自信が影響していた．
人間の性生活の意味は，「生殖性」，「快楽性」，「連帯性」の3つである（石浜，1992）．妊婦及び夫が性生活をどのように捉えているかについての質問紙調査の結果（大井ら，2002）で上位のものは「愛情表現」，「心の結びつき」，「コミュニケーション」であった．しかし，妊婦の約半数に性生活に関する不安があり，不安を抱える妊婦の多くが医療スタッフの中でも助産師に相談したいと考えていた（遠藤ら，2011）．
そのような助産師のケアは，実際には積極的には行われていない（岡本ら，2003）．また，助産師の妊婦・褥婦の性生活へのかかわりについては岡本らの会議録のみであり，研究論文は存在しない．よって別の看護領域での研究論文を検索した．患者への性に関する指導が積極的に行われていない原因は，周囲に合わせるため（江藤ら，2007），抵抗がある，恥ずかしい，プライバシーの侵害に当たる，患者が希望していない，知識がない，自信がない，時間がない（太田垣ら，2004；山内ら，2005）という理由があった．
社会的行動を理解，予測するための理論モデルに，Ajzen（1991）の「Theory of Planned Behavior（以下TPB）」がある．TPBを用いることで，予測される要因を利用し，行動を起こすことに関連している様々な要因の構造を明らかにすることができる．Mansell et al.（2011）は，閉経前の女性の性欲低下の問題に対する看護職のケアという行動に注目し，TPBを用いて研究を行い，行動に対する態度と主観的規範は，意図について約38%を説明した．このように，社会的行動だけでなく医療職が行うケアについてもTPBで説明することができる．
近年の保健，医療の現場では，適切な性行動を各人が意思決定し，選択するためには，カウンセリング的な個人指導が必須であり，性教育とカウンセリングとの併用によって，はじめて完全な性教育が実施できるといわれている（松本，2005）．よって，妊婦の性生活に関する健康教育を実施する際，集団健康教育での一般的な教育に加えて，妊婦個々の対応が必要である場合には個別の健康教育を行う必要があり，対象の特性，ニーズに合わせて教育の方法を工夫して行うことが必要であると考えられる．
以上を踏まえ，助産師が妊婦の性生活に関する健康教育を行うという行動にどのような要因が関係しているかを明らかにすることにより，妊婦が望むケアを行っていくために，どこに対策をすればよいかが明らかになると考える．
妊婦の性生活に関する健康教育を行うという行動について，①行動に結びつきやすくするために意図を強化する影響要因，②意図以外に行動を起こすことに影響する要因を明らかにすることを目的とした．
妊婦の性生活に関する健康教育を行うことを「行動」とし，その行動をしようと思うことを「意図」とした．目的変数「意図」に対する説明変数を「行動に対する態度」，「主観的規範」，「行動統制認知」とし，目的変数「行動」に対する説明変数を「行動に対する態度」，「主観的規範」，「行動統制認知」，「意図」とした．TPBでは，行動に影響を及ぼすものは「行動統制認知」と「意図」であるとしているが，本研究においてはそれ以外の変数も関連を持つ可能性があるとして取り扱うこととした．
2． 用語の定義 1） 性生活日々の暮らしの中で，性的なかかわりに関する側面．ここでは単に性器への接触や腟への男性器の挿入を行うことだけでなく，それに至るまでの男女の身体的接触や言語的・非言語的コミュニケーションを含むものとする．
2） 妊婦の性生活に関する健康教育妊婦の性生活に関する情報提供を行ったり，相談に応じたりすることである．その方法には①個別健康教育において，妊婦の性生活に関して情報収集，アセスメントを行い，情報提供や相談を行う，②集団健康教育において，妊婦の性生活に関する内容を教育計画に盛り込み，情報提供を行う，がある．
助産師勤務経験が1年以上ある助産師184名に対して無記名の自記式質問紙調査を実施した．研究対象施設は東海地方及び関東地方の産婦人科を有する病院及びクリニック7施設であった．質問紙の回収は郵送法とした．データ収集期間は平成24年6月～平成24年9月であった．
2． 測定用具 1） 質問紙作成プロセス（1）行動に対する態度：妊婦の性生活に関する健康教育について必要性の認識1項目と，ネガティブな気持ちを測定する3項目で構成した．必要性の認識は，「臨床において，妊婦の性生活に関する健康教育の必要性を感じた経験はありますか」という質問に対して「全くない（1）－かなりある（6）」の6段階尺度で回答を求めた．ネガティブな気持ちは，「恥ずかしさを感じますか」，「抵抗感を感じますか」，「妊婦のプライバシーの侵害になると感じますか」という3つの質問に対してそれぞれ「かなり感じる（1）－全く感じない（6）」の6段階尺度で回答を求めた．
（2）主観的規範：助産師が影響を受けていると考えられる人物が，妊婦の性生活に関する健康教育を助産師が行うことに対してどのように思っていると認知しているかを測定する8項目で構成した．その人物は「先輩助産師」，「同僚助産師」，「妊婦」，「妊婦の夫」と設定した．「先輩助産師」，「同僚助産師」の，「すべきである」，「しなくてもよい」というそれぞれの思いをどのくらい認知しているかと，「妊婦」，「妊婦の夫」の「してほしい」，「しなくてもよい」というそれぞれの思いをどのくらい認知しているかについて，「全くそう思わない（1）－かなりそう思う（6）」の6段階尺度と，「わからない（7）」で回答を求めた．
（3）行動統制認知：妊婦の性生活に関する健康教育を行うという行動を妨げる環境と，行動するために必要な能力の自信を測定する5項目で構成した．行動することを妨げる環境は，「妊婦健診や指導で使用できる時間が少ないことが原因で，実施が難しかった経験がありますか」，「妊婦の性生活より他に優先すべき指導があることで，実施が難しかった経験がありますか」のそれぞれについて「かなりある（1）－全くない（6）」の6段階尺度で回答を求めた．また，行動することに必要な能力への自信は，「知識」，「助産診断能力」，「指導技術」について，「自信はありますか」という質問にそれぞれ「全くない（1）－かなりある（6）」の6段階尺度で回答を求めた．
（4）意図：「妊婦の性生活に関する健康教育を実施したいと思いますか」という質問に「全く思わない（1）－かなり思う（6）」の6段階で回答する1項目で構成した．
（5）行動：「現在，妊婦の性生活に関する健康教育をどの程度実施していますか」という質問に「全くしていない（1）－かなりしている（6）」の6段階で回答する1項目で構成．
上記の項目はすべて個別健康教育，集団健康教育の各々について同様の質問項目で回答を求めた．また，属性要因について尋ねる項目を作成した．属性要因は助産師経験年数，妊婦に対する個別指導経験年数，妊婦に対する集団指導経験年数について尋ねる項目を作成した．また，年齢，出産経験，仕事で妊婦に関わるかどうか，対象者の配属施設における妊婦の性生活の相談を行う専門職種について尋ねる項目を作成した．以上，項目は合計45項目であった．
2） 質問紙の構成概念妥当性と内的一貫性質問紙は，個別健康教育，集団健康教育のうちどちらか一方でもTPBの変数についての質問すべてに回答があったものを分析対象とした．TPBを評価する項目すべてに回答のあった質問紙のみを使用し，逆転項目については数値を逆転させた．主観的規範の項目で「わからない」も回答を含む回答は因子分析では欠損値として扱うことになるため，各項目の平均値と標準偏差を確認したうえで，欠損値を平均値に置き換えた．次に相関行列を確認し，意味内容の重複する項目を除去した．その後残った項目について，重みづけのない最小二乗法，直接オブリミン回転による因子分析を実施した．因子分析には統計パッケージSPSS Statistics ver.19を使用した．
3． 分析方法影響要因を明らかにするために共分散構造分析を行い，仮説モデルを検証した．なお，主観的規範の変数である「助産師からの期待」，「対象からの期待」で「わからない」の回答を含む標本については分析から除外して行った．統計解析には統計パッケージSPSS Statistics ver.19とSPSS Amos ver.21を用い，有意水準は5%とした．
4． 倫理的配慮静岡県立大学看護学部倫理審査委員会の承認（承認番号：研－24-3）を得たうえで，研究対象施設の必要に応じて施設の倫理審査委員会の承認を得た．
因子数は意味内容を考慮して6因子を採用した．因子負荷量 .40以上かつ最大値を採用し，第1因子「ネガティブな気持ち」，第2因子「必要性の認識」第3因子「助産師からの期待」，第4因子「対象からの期待」，第5因子「能力の自信」，第6因子「妨げとなる環境」となった．因子相関行列はそれぞれの因子間で|r| < .40となっており，質問紙作成時と同様の因子構造であったため，尺度の構成概念は妥当であると考えられる．Cronbach α係数は，第1因子 .67，第3因子 .89，第4因子 .76，第5因子 .88，第6因子 .70となり，一般的に許容できる範囲であると考えられ，尺度の内的一貫性は確認された．
2） 集団健康教育因子数は意味内容を考慮して6因子を採用した．因子負荷量 .40以上かつ最大値を採用し，第1因子「ネガティブな気持ち」，第2因子「必要性の認識」第3因子「助産師からの期待」，第4因子「対象からの期待」，第5因子「能力の自信」，第6因子「妨げとなる環境」となった．因子相関行列はそれぞれの因子間で|r| < .40となっており，また因子が6因子となったこととその内容は，質問紙作成時と同様の因子構造であったため，尺度の構成概念は妥当であると考えられる．Cronbach α係数は，第1因子 .64，第3因子 .72，第4因子 .80，第5因子 .92，第6因子 .73となり，一般的に許容できる範囲であると考えられ，尺度の内的一貫性は確認された．
以上より，本研究においては個別健康教育，集団健康教育ともに，行動に対する態度として「ネガティブな気持ち」，「必要性の認識」，主観的規範として，「助産師からの期待」，「対象からの期待」，行動統制認知として「能力の自信」，「妨げになる環境」の6要因が「意図」，「行動」に影響する要因として分析を行うこととした．研究の仮説モデルを図1に示す．
本研究の仮説モデル
回収数は82部（回収率44.6%）であった．6要因，意図，行動を評価する項目のうち，個別健康教育と集団健康教育の両方で1項目でも欠損値のある回答は除外し，個別健康教育と集団健康教育の片方のみに欠損値があるものについては欠損値のない方のみ分析に使用しため，有効回答数は74人（40.2%）となった．仕事で妊婦にかかわる機会のある助産師が73人（96.1%）であり，職場で妊婦の性生活の相談を行う専門職種について複数回答で，「助産師」と回答した人が61人（81.3%）と，助産師が妊婦の性生活に関する健康教育を実践できる専門職種であることを認知している集団であった．
| 特性 | Mean ± SD | ||
|---|---|---|---|
| n | % | ||
| 年齢（歳） | 35.3 ± 8.8 | ||
| 助産師経験年数（年） | 9.6 ± 7.8 | ||
| 妊婦に対する個別指導経験年数（年） | 6.0 ± 7.2 | ||
| 妊婦に対する集団指導経験年数（年） | 7.9 ± 6.8 | ||
| 出産経験 | あり | 34 | 45.9% |
| なし | 40 | 54.1% | |
| 仕事で妊婦に関わることの有無 | あり | 71 | 95.9% |
| なし | 3 | 4.1% | |
個別健康教育において「意図」の平均値は3.5 ± 1.2点，「行動」の平均値は2.1 ± 1.1点であった．集団健康教育において「意図」の平均値は3.2 ± 1.3点，「行動」の平均値は2.3 ± 1.2点であった．
4． 仮説モデルの検証 1） 個別健康教育共分散構造分析に使用した標本数は30である．分析の結果，仮説モデルの適合度の指標は，CMIN = 9.712，P = .046，GFI = .934，AGFI = .403，CFI = .906，RMSEA = .222となり適合度は低い結果となったため，モデルの修正を行い，図2のような結果が得られた．適合度の指標は，CMIN = 3.613，P = .995，GFI = .971，AGFI = .919，CFI = 1.000，RMSEA < .001と，十分な適合度を示すモデルが示された．有意な推定値が得られたのは，「必要性の認識」と「助産師からの期待」から意図へのパス，「助産師からの期待」と「能力の自信」から行動へのパスであり，決定係数より，「必要性の認識」と「助産師からの期待」で「意図」を約60%説明し，「助産師からの期待」と「能力の自信」で「行動」を約51% 説明した．また，「必要性の認識」と「助産師からの期待」間，「ネガティブな気持ち」と「能力の自信」間，「助産師からの期待」と「ネガティブな気持ち」間のパスで有意な標準化推定値が得られた．
妊婦の性生活に関する意図，行動に影響する要因（個別健康教育）
共分散構造分析に使用した標本数は28である．分析の結果，仮説モデルの適合度の指標は，CMIN = 2.194，P = .700，GFI = .981，AGFI = .828，CFI = 1.000，RMSEA < .001，AIC = 66.19となりある程度の適合度は得られたが，標本数が28であることから必ずしも十分とは言えない．モデルの修正を行ったところ，図3のようになった．適合度の指標は，CMIN = 6.565，P = .969，GFI = .948，AGFI = .874，CFI = 1.000，RMSEA < .001，AIC = 48.56となり，GFIとAGFIの差，AICが小さくなり修正前のモデルに比べて適合度は高いと評価された．有意な推定値が得られたのは，「必要性の認識」から意図へのパス，「意図」と「能力の自信」から行動へのパスであり，決定係数より「必要性の認識」のみで「意図」を約75%説明し，「意図」と「能力の自信」で「行動」を約42%説明した．また，「必要性の認識」と「助産師からの期待」間，「助産師からの期待」と「ネガティブな気持ち」間，「ネガティブな気持ち」と「対象からの期待」間のパスで有意な推定値が得られた．
妊婦の性生活に関する意図，行動に影響する要因（集団健康教育）
個別健康教育，集団健康教育共通して，健康教育を行う意図を規定する要因としてより影響の大きな変数は「必要性の認識」であり，TPBの「行動に対する態度」の構成要因であった．また，「必要性の認識」と「助産師からの期待」は相互に関連していた．この結果は，看護師のケア実施の意図に関連する要因についてTPBを用いて検証したMansell et al.（2011），Kam et al.（2012）の研究結果とも類似した．よって助産師個人が認識する必要性とは，周囲の助産師の認識を反映しているものであると考えられる．
2． 妊婦の性生活に関する健康教育の行動を規定する要因集団健康教育においては行動を規定する要因は「意図」と「能力の自信」であり，TPBの仮説を支持するものであった（Ajzen, 1991）．しかし個別健康教育では，「助産師からの期待」が直接「行動」を直接説明しており，かつその影響が最も強かった．この結果から，妊婦の性生活に関する個別健康教育は助産師の能動的な行動としては行われていないことが考えられる．看護師の能動性が不足していることを明らかにした先行研究として，看護師のキャリア発達と学習について調査した長谷川ら（2003）の報告において，研修参加動機に一番多かった理由は「上司や周囲に勧められて」であった．また江藤ら（2007）は，看護師が新しいエビデンスに基づく行動変容を判断する時，エビデンスに基づく判断よりも安心や信頼を失いたくないために周囲の看護師の実施状況を参考に判断している傾向が見られたと述べている．よって，本研究においても助産師は周囲の考えによって性生活に関する健康教育を行うという行動を決めている現状が示唆された．さらに個別健康教育では，集団健康教育に比較してより個々に合わせた知識やカウンセリング能力が必要になることから，実施の難易度が高くなることが予想される．その場合，自主的に実施するより，周囲の助産師からの実施を求められ，受動的に実施に結びつくということがあるだろう．また，周囲の助産師から実施を求められることによって自分の能力に自信を持ち，それが実施につながっている可能性も考えられる．
以上の考察を踏まえ，必要性について周囲の助産師と同一の認識を持ち，組織全体が健康教育を推奨する方向に意識が向かうための方策としては，妊婦の性生活に関する事例検討，勉強会，意見交換会を行っていくことが必要であると考えられる．また，助産師自身の性に関する基礎知識を高め，性生活に関するニーズに敏感になり，ためらわずに話せるような環境を作ることで妊婦のニーズを引き出しやすくすることが可能であると考えられる．
3． 研究の限界本研究は，病院とクリニック勤務の助産師を対象とし，開業助産師への調査は行っていないこと，標本数が少なく予測率が高いといえないことから助産師全般に一般化することはできない．今後，対象範囲を開業助産師に広げ，標本数を増やすことで一般化の範囲を広げていくことが必要である．
1．妊婦の性生活に関する健康教育を行う意図は，個別健康教育，集団健康教育ともに必要性の認識によって強化されていた．2．妊婦の性生活に関する健康教育を行う行動は，個別健康教育では助産師からの期待と能力の自信，集団健康養育では意図と能力の自信が影響していた．
謝辞：今回の研究にあたり，快くご協力いただきました助産師の皆様に深く感謝申し上げます．なお，本稿は静岡県立大学大学院看護学研究科に提出した修士論文の一部であり，2014年看護科学学会学術集会にて発表したものを加筆・修正した.
利益相反：本研究における利益相反は存在しない．
著者資格：MMは研究の着想からデータ入手・分析の実施 および草稿の作成．NH は研究プロセス，データ分析への助言．両著者共に最終原稿を読み，承認した．
