表 2. 患者の医師への信頼に関する研究 NA＝該当なし，95%CIs = 95

表 2. 患者の医師への信頼に関する研究
著者，
研究
発行年
デザイン
Hayashi et al,
(2000)
下平ら,
(2010)
Minamisawa
et al, (2011)
調査対象
アウトカム/分析方法
1) 分析対象：118 名
（候補者数：不明）
2) 統合失調症患者
3) 都内の 1 精神科病院
医師への信頼度：
クロス・
セクショナル
医師への信頼度：
クロス・
セクショナル
1) 分析対象：127 名
（候補者数：211 名,参加率：60.2%）
2) 抗精神病薬での治療中
3) 入院患者と外来通院患者
4) 首都圏郊外の精神科病院
クロス・
セクショナル
分析対象：501 名
（候補者数：573 名,参加率：87.4%）
1) 外来通院患者
2) 東京と埼玉の 2 つのクリニック
Reliable Therapist
Perception scale (RTP)
Patient’s Trust Feeling to
his/her Physician (PTFP)
※オリジナル尺度
医師への信頼：
Trust in Physician Scale (TPS)
NA＝該当なし，95%CIs = 95% confidence intervals（95%信頼区間）
暴露/介入
主たる研究結果
1) 精神症状：Positive and Negative
Syndrome Scale (PANSS)
2) 病識欠如：PANSS G12 および
Amador et al.’s insight scale
3) 患者役割の認識：Awareness of
Being a Patient Scale (ABPS)
※下位尺度１：（薬物）治療の受け
入れについての質問
※下位尺度 2：精神科病院での治
療の受け入れについての質問
4) 満足度：オリジナル尺度
1) 共分散構造方程式モデリングの結果；
①モデル適合度：X2 = 52.7, df= 32, p = 0.0012; GFI = 0.924; AGFI = 0.869;
RMSEA=0.075
②治療の受け入れが良い（患者役割の認識（ABPS 得点）が高い）患者は，
治療者への信頼度（RTP 得点）が高い傾向がある。
③治療者への信頼度（RTP 得点）が高い患者は，満足度（PS 得点）が高い
傾向にある。
④精神症状や病識の欠如（PANNS 得点および Amador et al.’s insight
scale）は，治療者への信頼度に直接的な関係はない。
2) 共分散構造方程式モデリングで有意な関係にある 2 変数の相関
①RTP×ABPS 下位尺度 1: r = 0.16, P>0.05
⇒効果量 d = 0.32 [95%CIs: 0.07 to 0.58], p<0.05
②RTP×ABPS 下位尺度 2: r = 0.19, p<0.05
⇒効果量 d = 0.39 [95%CIs: 0.13 to 0.64], p<0.05
③RTP×満足度: r = 0.68, p<0.001
⇒ 効果量 d = 1.80 [95%CIs: 1.50 to 2.11], p<0.05
薬物治療態度：Drug Attitude
Inventory short version (DAI-10)
1)DAI-10 平均値: 1.95 (s.d. = 5.28)
2) PTFP 平均値: 不明
3) DAI-10 と PTFP の相関：r = 0.53, p<0.001
⇒効果量 d = 1.25 [95%CIs: 0.98 to 1.52], p<0.05
1) Global Assessment of
Functioning (GAF)
2) 診断名（ICD-10）
3) 精神科医としての経験年数
4) 現在の精神科医（主治医）との
治療期間の長さ
5) 精神科医と患者の性別の一致
一般化線形モデルの結果，医師への信頼（TPS）に GAF と性別の一致は関
係していなかった。他方，下記の変数が関係していた。
1) ICD-10 の診断（F0, F2～F6）：F(4, 483) = 4.00, P = 0.003
※下位検定（Tukey–Kramer HSD）：F3（気分障害）は，F4（神経症性障害，
ストレス関連障害および身体表現性障害）より有意に TPS 得点が高い
（p<0.001）
①F3 TPS 平均値: 44.1 (s.d.= 7.1), n = 252
②F4 TPS 平均値: 41.0 (s.d.= 6.6), n = 147
⇒効果量 d = 0.45 [95%CIs: 0.24 to 0.65], p<0.05
2) 精神科医としての経験年数：F(1, 483) = 5.03, p = 0.025)
①10 年未満 TPS 平均値: 42.1 (s.d.= 7.3), n = 207
②10 年以上 TPS 平均値: 43.5 (s.d.= 7.1), n = 294
⇒効果量 d = 0.19 [95%CIs: 0.02 to 0.37], p<0.05
3) 現在の精神科医（主治医）との治療期間：F(1, 483) = 8.01, p = 0.005)
①1 年未満 TPS 平均値: 41.7 (s.d.=7.2), n = 194
②1 年以上 TPS 平均値: 43.7 (s.d.=7.1), n = 307
⇒ 効果量 d = 0.28 [95%CIs: 0.10 to 0.46], p<0.05
表 3. 患者－医師関係および医師へのイメージに関する研究
著者，
研究
発行年
デザイン
調査対象
アウトカム/分析方法
暴露/介入
主たる研究結果
介入方法：入院治療（入院初期
からの約 2 ヵ月間）
※精神科医（治療者）の患者に
対して薬物療法や治療教育，
生活・医療上の助言，リハビリ
テーションなどの他のスタッフ
による治療の導入などの治療
全体の管理等を含む
患者の持つイメージと精神科医（治療者）の持つイメージの差について，入
院初期と 2 ヵ月後を比較
1) 患者の治療者イメージ（A）と治療者（E）の治療者イメージの差について
の改善（減少）
①入院時平均値：23.2 (s.d. = 9.1), n=52
②2 ヵ月後平均値：19.5 (s.d. = 8.6), n=52
⇒効果量 d = 0.42 [95%CIs: 0.03 to 0.81], p<0.05
2) 患者の治療者イメージ（A）と治療者の患者の治療に対する態度（D）の差
についての改善（減少）
①入院時平均値：23.7 (s.d. = 8.1), n=52
②2 ヵ月後平均値：21.5 (s.d. = 7.2), n=52
⇒効果量 d = 0.29 [95%CIs: -00.3 to 0.67], p = 0.15
3) 患者の患者イメージ（B）と治療者の患者イメージ（C）の差についての改
善（減少）
①入院時平均値：26.2 (s.d. = 9.5), n=52
②2 ヵ月後平均値：22.8 (s.d. = 9.0), n=52
⇒効果量 d = 0.37 [95%CIs: -0.02 to 0.76], p = 0.06
患者と精神科医（治療者）の認識の
際：
林ら,
(2000)
介入研究
（事前事後）
・患者
1) 分析対象：52 名
（同意者数：54 名,候補者数：不明）
2) 男性統合失調症患者（DSM-IV）
3) 入院患者
3) 都内の精神科病院
・医師
上記の対象者の治療にあたる医師
佐川,
(2003)
質的研究
1) 分析対象：34 名
（候補者数：37 名,参加率：91.9%）
2) 統合失調症患者
3) 実施場所は不明
患者および治療者のイメージ尺度
（Semantic Differential technique:
SD 法）：下記，A～E を含む
患者の治療者イメージ
患者の患者イメージ
治療者の患者イメージ
治療者の患者の治療に対する
態度
E. 治療者の治療者イメージ
A.
B.
C.
D.
1) 自身の薬や主治医への相談に
ついての質問を含む半構造化面
接
2) 主治医に薬について相談しにく
い 18 名と，相談しにくいと思わない
16 名を比較
3) 修正版グラウンデ・セオリー・ア
プローチ
NA＝該当なし，95%CIs = 95% confidence intervals（95%信頼区間）
NA
1) 主治医に薬のことを相談しにくいと思うグループ（18 名）
①主治医に「制裁者イメージ」を持つ場合，患者は「薬の話題をタブー」と
感じ，また「主治医への劣等感」を持っていた。
②主治医に「救済者イメージ」を持つ場合，「主治医への罪悪感」を感じ，
患者は「従順な患者演技」を行っていた。
2) 主治医に薬のことを相談しにくいと思わないグループ（16 名）
①主治医のイメージは「協働者イメージ」に発展する。
②医師との関係は「取り替えがたい」と関係と認識され，患者は医師と治
療に関する情報の共有などを行っていた。
表 4. 医師とのコミュニケーションおよび意思決定に関する研究
著者，
研究
発行年
デザイン
Slingsby,
質的研究
(2004)
調査対象
1) 分析対象：11 名
（候補者数：15 名,参加率：73.3%）
2) 10 年以上の臨床経験のある精
神科医
3) 関東地方の精神科病院，関西
地方の大学病院とクリニック
アウトカム/分析方法
暴露
1) Decision making につ
いての 11 項目の質問
を用いた半構造化面接
2) コード化作業を伴う
質的分析
※特別な分析方法の明
記なし
NA
うつ病の治療の際の医
師とのコミュニケーショ
ンについての質問を含
んだ 39 項目：オリジナ
ルの質問項目
NA
1) 分析対象：2020 名：
Sawada et al,
(2012)
実態調査
※候補者：インターネット調査会社
マクロミルの登録者である
323226 名のうち，うつ症状を経
験したことがあり，調査に同意し
た 13527 名
※13527 名のうち，下記の導入基
準を満たすもの；
①20 歳-69 歳
②1 年以内に，大うつ病の診断あり
③1 年以内に，うつ病の治療歴あり
④双極性障害の診断なし
⑤Patient Health questionnaire
(PHQ-9)で 5 点以上
⑥調査への同意あり
※①～⑥に合致：2027 名
NA＝該当なし，95%CIs = 95% confidence intervals（95%信頼区間）
*＝%から著者らが再計算
主たる研究結果
1) 以前の患者－医師関係：「おまかせモデル」（自分の治療の意思決定を医師に委ねる）
2) 今日の患者－医師関係：「おまかせモデル」と「参加モデル」（治療の意思決定に患者が参加）
3) 「おまかせモデル」は，能動的に意思決定を委ねるモデルと，受動的に意思決定を委ねるモデルを持
っている。
4) 「能動的おまかせモデル」と「参加モデル」における患者は，治療に前向きに参加する
5) 「参加モデル」：精神科の治療の効果と効率を向上させる
6) 臨床では，「参加モデル」と「能動的おまかせモデル」が併用される。
1) 医師とのコミュニケーションの満足度（n=2020）
「満足」（55.0%），「どちらでもない」（30.7%），「不満足」（14.3%）
2) 主なアウトカム（n=2020）
「真実を隠すひと」（70.2%），「相談なしに治療をやめる人」（31.9%），
「相談なしに抗うつ剤をやめる人」（44.7%）
3) 真実を隠す理由（n=1418*）：上位 3 つ
①医師と話すことが難しい（49.0%）
②たとえ話したとしても，医師は真剣に取り合わないと思う（36.5%）
③真実を話すことが恥ずかしい（425 名, 30.0%）
5) コミュニケーションを改善させる方法は？（n=2020）上位 3 つ
①それぞれの患者にもっと多くの時間を使う（68.4%）
②患者と医師が自由に話せる環境の提供（33.5%）
③手紙やメモなどを使用して，コミュニケーションや説明を図る（29.8%）
6) 真実を隠すことへの影響（n=2020）
①医師とのコミュニケーションの満足度：「どちらでもない」（n=620）：OR=3.35 [95%CIs:2.63-4.27], p<0.001
⇒効果量 d = 0.61 [95%CIs: 0.48 to 0.74], p<0.05
②医師とのコミュニケーションの満足度：「不満足」（n=288）：OR=4.57 [95%CIs:3.17-6.58], p<0.001
⇒効果量 d = 0.82 [95%CIs: 0.62 to 1.03], p<0.05
7) 相談なしに治療をやめることに影響するもの（n=2020）
①医師とのコミュニケーションの満足度：「どちらでもない」（n=620）：OR=1.98 [95%CIs:1.60-2.45], p<0.001
⇒効果量 d = 0.37 [95%CIs: 0.25 to 0.48], p<0.05
②医師とのコミュニケーションの満足度：「不満足」（n=288）：OR=2.78 [95%CIs:2.12-3.65], p<0.001
⇒効果量 d = 0.57 [95%CIs: 0.43 to 0.72], p<0.05
8) 相談なしに抗うつ剤をやめる（n=2020）
①医師とのコミュニケーションの満足度：「どちらでもない」（n=620）：OR=1.92 [95%CI:1.57-2.35], p<0.001
⇒効果量 d = 0.36 [95%CIs: 0.25 to 0.47], p<0.05
②医師とのコミュニケーションの満足度：「不満足」（n=288）：OR=2.64 [95%CI:2.02-3.44], p<0.001
⇒効果量 d = 0.56 [95%CIs: 0.42 to 0.71], p<0.05
※6)-8)は，医師とのコミュニケーションに「満足」の人と比較した結果

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