労働者の「心の健康」と労働生活‐JGSS データによる実証分析‐

神戸大学大学院経済学研究科
山岡

神戸大学大学院経済学研究科
小林

順太郎 a

美樹 b

要旨
日本では労働者の精神疾患受療率が 90 年代末から急速に高まり深刻化しており、「心の病」が大きな問題となっている。労働者のメンタルヘルス悪化の背景には IT 化や産業構造の変化だけでなく厳しい経済環境の下での労働環境の変化がある。本稿では、労働者の心の健康状態について、
特に職場環境との関連を JGSS2010 年の個票を用いて検討した。得られた結論は次のようなものである。労働時間が長いことや通勤時間が長いことは有意に労働者の精神的な健康状態に負の影響をもたらしていることが明らかになった。一方で、職場において連帯感があることは、労働者の心の健康状態に正の影響を与えていることが示唆された。

目次
Ⅰ

はじめに

Ⅱ

労働者の精神疾患をめぐる状況

Ⅲ

先行研究

Ⅳ

心の健康と労働環境に関する実証分析

Ⅴ

結論

a
b

神戸大学大学院経済学研究科，研究員
神戸大学大学院経済学研究科，研究員
1

Ⅰ

はじめに―
現在、わが国でも労働者の「心の病」が大きな問題となっている。労働者のメンタルヘルス問

題は労働市場に関わる重要な問題であるとともに大きな社会問題でもある。労働者のメンタルヘ
ルス不調の背景には IT 化や産業構造の変化のみならず厳しい経済環境の下での労働環境の変化が指摘されている。しかし従来は、労働者のストレスやメンタルヘルスに関する問題は、個人を対象として早期発見、治療、職場復帰という個人に焦点をあてた戦略が中心であった。神林・シュルテン・脇坂（2013）も「元来、労働者の職場における健康問題は産業医学や公衆衛生学、産業心理学を中心に古くから研究され、経済学研究者にも注目されるようになってきたのは近年のことに過ぎない。」と指摘している。こうした労働経済環境との関係における研究や対策が進んでこなかった理由について、坂部 1) は 1992 年にすでに概略以下のように指摘していた。その理由は、すなわち個人に合わせた戦略は実行が容易で生産スケジュールや組織機構に影響を与えず、かつストレスを個々の労働者の問題であるとする管理者の見解に一致する。しかし、働く環境改
善による対策はストレスのもととなるものを減らすので望ましい解決である。
本稿は以上の視点から労働者の精神的健康と労働時間や職場組織との関係に焦点をあてた実証的分析を行い、その知見を明らかにして今後の改善に資するものである。
本稿は以下のように構成される。Ⅱでは労働者の精神疾患の状況を具体的数値データで確認し、Ⅲでは「心の健康」指標と働く環境の関係に焦点をあてた先行研究を概観する。そしてⅣで実証分析を行い、Ⅴは結論と今後の課題を述べている。

Ⅱ

労働者の精神疾患をめぐる状況
これまで労働者のメンタルヘルスの状況把握については、国民全体を調査対象とした厚生労働省『患者調査』や直接労働者に関しては厚生労働省『精神障害等の労災補償状況』などのデータで紹介されてきた。さらに近時、健康保険管理組合や厚生労働省の「医療給付」に関する年次報告書から労働者を対象とした精神疾患受療率を推計し、1980 年から 2003 年までの労働者千人あたり精神疾患受療率の時系列データも明示された（山岡（2012））。その後、2008 年度からは、それまで「政府管掌健保」と「国民健康保険」のみであった厚生労働省「医療給付実態調査報告書」に加え、民間大企業を主体に組織されている「組合健保」も含めたレセプトの全数調査に基づく病類別の受療数が公表されるようになり、労働者の精神疾患の状況が総量的に把握できるよ
うになった。そこで本稿では最新のデータとして今年 5 月に公表された厚生労働省「平成 23 年度医療給付実態調査報告書」に基づいて算出した。その結果をみると、「協会けんぽ」（中小企業主体で加入被保険者総数 1,971 万人）および「組合健保」（大企業主体で加入被保険者総数 1562
万人）の内、調査報告された被保険者（労働者本人）合計 3,258 万人中精神疾患で受療した労働2

者は毎月平均して 59 万人に上り、これは過去最悪の水準であることが明らかとなった。こうした受療者の実数は保険加入者数によっても変動するので、より正確に動向を検討するためには「労働者千人当たり受療率」の推移をみる必要がある。そこで、各健康保険管理組合ならびに厚生労働省「医療給付実態調査報告書」のデータから「労働者千人当たり受療率」を算出し確認したものが図 1 である。この図 1 からわかることは、①労働者の精神疾患受療率が毎年増加傾向である
こと、②増加の度合いは 90 年代末から急増していること、③大企業中心の健保組合の増加が著しいことなどである。ここで図 1 について必要な若干の補足を付け加えておくと、「健保組合」
では 2004 年から 2007 年までのデータは未だ公表されていないこと、「協会けんぽ」の 2008 年
データを除外したのはその年度内の集計方法が不完全のため算出不能であることなどによるものである。またサンプル調査、全数調査など調査方法にも変遷があるので分析には注意が必要である。
以上のような労働者のメンタルヘルスの悪化の背景には労働環境における「仕事のストレス」
が起因していることは、NIOSH 職業性ストレスモデル 2) などからも推測できる。そこで労働者の「仕事のストレス」がどのように推移しているのかを「連合」が 2 年ごとに調査している『連合生活アンケート』の中の「仕事上で精神的ストレスを感じることの有無」の割合で確認したのが図 2 である。この調査は自動車、電機などの日本の基幹産業の労働者を対象にサンプル調査を行い約 25,000 人の回答を集約している（有効回収率約 65％）。図 2 の結果をみると、仕事上でストレスを感じる労働者は 2012 年で 87.0％であり 2004 年の 77.5％から年々増加していること、さらに「常に感じる」と「感じることが多い」の合計でも 40.2％から 48.2％と増加している。
加えて 2010 年の同調査での「仕事のストレスを感じる理由」別の割合をまとめたものが図 3である。
「仕事量が多すぎる」がトップで 33.1％、次いで「長い時間神経を集中する」が 26.9％、「職場や仕事の将来が不安」23.1％など過重労働や雇用不安が上位を占めていることがわかる。
以上のようにメンタルヘルスやストレスに関するデータをみると、労働者の精神的不調が増加し、その背景には厳しい労働環境の影響があることが伺える。

Ⅲ

先行研究
本節では、国内における先行研究について概観する。
「仕事のストレス」などを含めた広い関連

領域の先行研究をサーベイした山岡（2012）があるが、本稿では労働者の心の健康の指標としてSF-36 調査表 3) 、SF-12 調査表 4) 、JMI 調査表 5) 、GHQ 調査表 6) など、広く国際的にも認められている健康関連 QOL の「心の健康」指標にもとづく労働者のメンタルヘルスと労働環境の関係についての国内における研究に焦点を絞って先行研究を概観する。
久田・高橋（2003）は、GHQ調査によって測定したリストラによる失業者の精神的健康はかな
3

り深刻な状態であること、また現役従業者の解雇予期が精神的不健康に及ぼす影響を重回帰分析な
どの計量的手法で分析している。同じく失業が精神的健康に及ぼす問題の研究として菅・有田（2012）は、東京大学社会科学研究所が実施している『働き方とライフスタイルの変化に関する調査』に採用されている健康指標MHI-5による固定効果モデルから失業が負の効果を持つことを明らかにしている。職場環境との関係では連合総合生活開発研究所『生活時間の国際比較―日・米・仏・韓のカップル調査』報告書（2009）の松田「第3章就労環境とストレスの関係」は、ディストレス指標と労働時間や就労環境の関係について重回帰分析を行い、長時間労働の改善や就労環境の質の向上がディストレスの改善に必要と提案している。この調査データを使用して二次分析を行った山岡（2012）は、正規雇用者に焦点をあてMHI-5指標と労働時間及び具体的な就労環境の関係について重回帰分析を行い、年間の総労働時間、「職場の人間関係が良い」や「一定の責任・裁量が与えられている」などがMHI-5と統計的に有意であることを抽出しこれらの改善を提言している。メンタルヘルス研究所（1999）「産業人のメンタルヘルスと企業経営」は、JMI健康指標と企業の経営指標との相関分析を行い、企業の人員削減などが従業者の精神健康に影響を与えていると分析している。
上述した先行研究のレビューからもこの分野の研究は少なく、極めて端緒的であることがわかる。今日の労働者のメンタルヘルスの深刻な状況の改善のためには、「 労働者個人に合わせた戦略」
から、「作業の場における改善の戦略」に大きく転換することが求められているといえる。今後この分野で研究が進展するためには、神林・シュルテン・脇坂（2013）の指摘にあるように、「研究の妨げとなっていた要因のひとつが、またしてもデータの未整備である。ストレスやメンタルヘルスに関わるデータそのものは産業医を中心に開発が続けられ、欧米で開発された精神状態計
測スコアの日本での有効性などが熱心に確認されてきたものの、労働市場や人的資源管理と結びつけるデータにはそれほど注意が向けられてこなかった」ことの改善は重要である。
本稿は、現状では希少な調査データのひとつである SF-12「心の健康」指標の調査項目が近時追加された日本版 General Social Surveys2010 の個票データを使用して、労働者の心の健康と労働環境の関係に焦点をあてて実証分析を行う。

Ⅳ

心の健康と労働環境に関する実証分析

１データ
本稿で使用するデータは、日本版 General Social Surveys 2010 年版である（以下 JGSS2010とする）。日本版 General Social Surveys は、大阪商業大学 JGSS 研究センター（文部科学大臣
認定日本版総合的社会調査共同研究拠点）が、東京大学社会科学研究所の協力を受けて実施している。JGSS2010 は、2010 年 2 月から 4 月に実施された。調査対象は、層化 2 段無作為抽出法
4

により抽出された 20～89 歳の全国に居住する男女 9,000 人である。JGSS2010 は、対象者全員に用いる「面接調査票」と、対象者を２つに分けた「留置調査票 A 票」「留置調査票 B 票」からなる。計画標本サイズは、A 票 B 票共に 4500 であり、有効回収数は、A 票 2,507（回収率 62.2％）、
B 票 2,496（62.1％）、計 5,003 である（大阪商業大学 JGSS 研究センター，2011）。
本研究では、健康関連 QOL（Health-related Quality of Life）指標を用いるが、この項目は留置調査票 B 票にのみ含まれているため、分析には B 票のみを用いる。JGSS2010 では、「SF 健康調査票 SF-12v2 TM 」が質問に取り入れられており、個人の身体的および精神的な健康状態を詳しく知ることができる点に大きな特徴がある。
「主観的健康状態」、「健康上の理由による日常活動の困難」、「身体的健康の問題」、「精神的健康の問題」、「痛みによる仕事の困難」、「過去１カ月の精神的健康状態」、「健康問題による人つきあいの困難」という設問が用意され、健康関連 QOL 指標として分析に利用できる。
本稿では、雇用者の労働環境と心の健康について分析するため、サンプルを年齢 70 歳未満の雇用者のみに限定する。JGSS の就労形態に関する分類では、「常時雇用の一般従業者」、「臨時雇用（パート・アルバイト・内職）」および「派遣社員」を雇用者として用いる。変数についてのデータクリーニングを行ない、分析に用いたサンプルサイズは 891 である。

２

変数
本節では、分析に用いた主な変数について述べる。主な変数の記述統計量と構成比は、表 1 に示した。精神的健康をあらわす変数として、SF-12 の下位尺度「心の健康」を評価する２つの質
問項目を合成して変数として用いた。

次にあげるのは、過去１カ月間に、あなたがどのように感じたかについての質問です。
A おちついていて、おだやかな気分でしたかC おちこんで、ゆううつな気分でしたか
１いつも

２ほとんどいつも

３ときどき

４まれに

５ぜんぜんない

A の質問は、良い精神状態を表している。そこで、A は、選択肢の数字を反転させ、A の状態
が「いつも」であったときには「5」に、「ぜんぜんない」ときには「1」になるように、すなわ
ち、数字が大きいほど精神状態が良いようする。C の場合は、悪い精神状態であり、選択肢の数
字が大きいほど精神状態が良い。そのため C は、選択肢の数字そのままの値を用いる。この２つの項目の数字を足し合わせると、2～10 点となるが、さらに、0～100 点の間の得点となるように5変換した 7) 。
こうして得られた指標は、心の健康（MH)下位尺度得点と呼ばれ、数字が大きいほど精神状態が良いことを示す。今回使用しているデータにおけるスコアの平均値は 66.95、標準偏差 20.10、最大値 100、最小値 0 であった。2007 年に全国調査した日本国民標準値 8 ） と今回使用のデータを比較すると、平均値では国民標準値 71.25 に対し 66.95 と少し低く、標準偏差値は国民標準値
20.78 に対し 20.10 であった。なお合成変数の Cronbach のα係数は、今回使用データの測定結
果は 0.61～0.68 であった。
労働時間と通勤時間は、それらが精神的な健康に及ぼす影響を確認するため、特に注目する変数である。「労働時間」は、調査直前の 1 週間の、主な仕事における残業を含む労働時間である。
「通勤時間」は、住まいから職場までの片道の通勤時間であり、単位は分に換算した。
「職場の連帯感あり」として、「私の職場では、人々の間の連帯感が強い」と思う場合、１をとるダミーを作成した。「失業不安あり」は、「今後 1 年間に失業する可能性」があると思う場合に1 をとるダミーである。「仕事満足度」は、現在の仕事に対し、「満足している」から「不満である」までの 5 段階評価で、満足しているほど値が大きくなるようにした。
その他の変数として、女性ダミー、年齢（10 歳刻みのダミー）、有配偶ダミー、学歴（中学卒
業、高校卒業、短大・高専卒業、大学・大学院卒業の各ダミー）、「本人の仕事収入（対数値）」、「職長・班長ダミー」、「課長・部長ダミー」、経験年数、企業規模、労働組合加入の有無、産業ダ
ミー（11 種類）、職種ダミー（11 種類）を用いた。
職種は、一般的な分類方法だけでなく、池永（2008）を参考にして、JGSS で回答した仕事を
5 つの業務に分類し、各ダミーとした場合も検討した。業務の分類は、具体的には次のようである。
「非定型分析」は、高度な専門知識を持ち、抽象的思考の元に課題を解決するような業務であり、研究・調査・設計などの仕事があてはまる。
「非定型相互」は、高度な内容の対人コミュニケーションを通じて価値を創造する業務であり、法務・コンサルティング・教育・営業などがそれらの仕事に対応する。
「定型認識」は、あらかじめ定められた基準の正確な達成が求められる事務的作業を行う業務であり、一般事務・会計事務などがあてはまる。
「定型手仕事」あらかじめ定められた基準の正確な達成が求められる身体的作業を行う業務であり、農林水産業・製造業などである。
「非定型手仕事」は、それほど高度な専門知識を要しないが、状況に応じて個別に柔軟な対応が求められる身体的作業を行う業務であり、サービス・もてなし・美容・修理・運転などである。このように業務を分類して検討したのは、単なる職種だけではなく、どのような形態で業務を行っているか、また、業務の実施方法などで、仕事から感じるストレスが異なるのかを検討するためである。

6

３

推定結果
本節では、労働環境がどの程度人々の心の健康に関連があるのかを分析する。サンプルは２つある。
（１）常用雇用者のみ（２）パート・アルバイト・派遣社員を含む雇用者全員である。分析方法として、心の健康状態に対する回帰分析を行った。被説明変数は、SF12 の下位尺度の「心の健康」である。係数が正であることは精神状態が良い事を表している。
推定結果は表２と表３である。表 2 と表３の違いは、職種の分類方法である。表 2 の職業分類
は従来の職業大分類によるものであり、表 3 の分類は、前節でも述べた業務を５つに分類したものである。
初めに、表 2 の常用雇用者に限定した場合の分析結果について考察する。特に注目したい変数
は、週当たり労働時間と通勤時間である。労働時間は、－0.160 であった。これは、労働時間が増えると心の健康状態のスコアが低下することを示しており、5％水準で統計的に有意であった。
さらに、通勤時間は－0.098 であり、5％水準で統計的に有意であった。通勤時間が増加すると心の健康状態が低下するということを示している。労働時間と通勤時間はともに仕事に関わって拘束される時間であり、この拘束時間が長くなると直接的な精神的疲労の蓄積だけでなく睡眠不足
や生活習慣の不健康化などを引き起こし心身の回復過程が阻害されるという指摘 9) がある。今回、労働時間と通勤時間が長くなると他の要因をコントロールしても心の健康状態に有意にマイナスの影響を及ぼしていることが確認されたことはあらためてメンタルヘルス改善のためには労働に関わる時間の見直しが必要であることを示唆する結果となった。
職場環境については、「職場の連帯感あり」という変数では、正で 6.306 であり１％水準で有意であった。このことは、所属している職場において人々の間の連帯感が強い場合、そうでない
場合よりも心の健康状態が高いことを表している。また、「仕事満足度」は、4.373 であり、１％水準で有意であった。すなわち、仕事への満足感が高いほど、様々な事柄を考慮しても心の健康状態が良い事がわかる。
「職場の連帯感あり」や「仕事満足感」が労働者の心の健康に有意に影響しているという今回の結果は、職場におけるメンタルヘルス対策として働き方や雇用管理など人的資源管理の立場からの改善の重要性を示唆している。例えば、職業性ストレスモデルとして近年注目されている「努力―報酬不均衡モデル」は労働者の「努力」に対する「報酬」の不均衡がストレスを増加させるとし、その報酬の中には「尊重報酬」として「上司や同僚からふさわしい評価をうけている、困難な状況での同僚からの支援の有無、努力へのふさわしい評価」など今回推定した「職場の連帯感あり」の場合に該当する内容があり、結果もまたストレスモデルとも整合的である。
企業規模は、100 人から 299 人の中規模企業を基準として、企業規模 100 人未満の場合、正で4.206、10％水準で統計的に有意であった。小規模な企業の方が、心の健康状態のスコアが良い
7

ということであった。
性別による心の健康状態についてみると、女性は、－6.860 であり男性に比べて心の健康が有意に低い。すなわち、女性の方が男性よりも心の健康状態が悪いことを示している。女性の常用雇用者は、様々なストレスが大きいことがうかがえる。女性の仕事ストレスが男性より有意に高いという結果はこれまでの先行研究でも示唆されているが、その要因については山岡（2012）による職場におけるジェンダー差別の視点からの要因分析があるが、今回の結果は「心の健康」指標のレベルからも有意性を確認できたことは重要な知見であり、今後さらなる究明が求められる。
その他の変数については、職種で事務従事者が専門・技術職に比べ心の健康レベルが低い。年齢は、基準を 20 歳代として、10 歳刻みのダミーとしているが、どの年齢層も心の健康には有意な関連が見られない。学歴別では、高校卒を基準として、符号は高学歴では負となっている。つまり、高学歴者の方が心の健康状態が悪いという方向に向いているということである。

次に、表 2 の全雇用者の分析結果について検討する。ここでも週当たり労働時間と通勤時間 に特に注目する。さらに、派遣社員とパート・アルバイトなど臨時雇用者も含めているため、これらの雇用形態による違いにも注目したい。
はじめに、労働時間は、－0.142 であり、5％水準で統計的に有意であった。通勤時間は－0.091
であり、1％水準で統計的に有意であった。常用雇用者の場合も、全雇用者の場合も、労働時間が長いほど、通勤時間が長いほど、心の健康状態にマイナスの影響を及ぼしていることが確認できた。
雇用形態では、常用雇用者を基準として、パート・アルバイトなど臨時雇用は有意な関連が見られないが、派遣社員では正で 12.430 で、1％水準で統計的に有意であった。すなわち、派遣社
員では常用雇用者に比べて心の健康状態が良い事が示された。
職場環境については、「職場の連帯感あり」は、正で 5.666 で１％水準で有意であった。また、「仕事満足度」は、3.697 であり、１％水準で有意であった。これらも常用雇用者のみの場合および全雇用者の場合ともに職場環境が良い事は、様々な事柄を考慮しても心の健康状態が良い事がわかる。企業規模は、100 人から 299 人の中規模企業を基準として、企業規模 100 人未満の場
合、正で 4.446 であり、1000 人以上の大規模な企業でも 4.209 で有意であった。すべての雇用者
でみると小規模な企業と大企業で心の健康状態が良いという結果であった。職種では、基準の「専門・技術職」に比べて、「事務従事者」では－4.710、「販売従事者」では－5.196 で統計的に有意であった。
ここでも女性は、－5.873 と男性に比べて心の健康が低いことが示されている。女性の場合、常用雇用者だけでなく派遣社員や臨時雇用者も含めて、様々な要因をコントロールしても心の健8

康状態が悪いことがここでの分析結果から明らかになった。年齢は、基準を 20 歳代として、10歳刻みのダミーとしているが、60 歳以上の年齢層では正で 6.162、10％水準で統計的に有意であった。20 代の若者より高齢者は心の健康状態のスコアが高いことがわかる。

さらに、表 3 の分析結果を検討する。表２と表 3 の違いは、職業分類を変更し、どのような働き方であることがメンタルヘルスに影響を及ぼすのかを確認していることである。被説明変数、職業分類以外の変数は同じである。表 2 の場合、職種を一般的な分類方法で分類している。一方、
表３では、上述のように、池永（2008）を参考にして、「非定型分析」・「非定型相互」・「定型認識」・「定型手仕事」・「非定型手仕事」に職業を分類した。特にこれらの変数が心の健康にどのような関連があるかに注目したい。
表 2 の分析結果と同様に、労働時間、通勤時間は負で有意であった。また、職場に連帯感があること、仕事満足度が高いこと、派遣社員であることは正で有意であった。
業務の 5 分類は、基準が「定型認識」（一般事務など）である。分析結果をみると、「非定型相互」（法務・コンサルティング・教育・営業など）は正で 3.303 で 10％水準有意、「非定型手仕事」（サービス・もてなしなど）は、正で 4.318 で 10％水準で有意であった。
「非定型分析」（研究・調査・設計など）と「定型手仕事」（農林水産業・製造業など）は関連がなかった。ここでの結果をみると、職業を５つの業務に分類した場合、定型的な仕事よりも、非定型的な仕事に就いている場合の方が、精神的な健康状態が良いということである。
ここでの非定型的な仕事とは、より柔軟な対応が求められる仕事や対人関係を通じての創造的な仕事である。このような職業では、心の健康状態が有意に良い事がわかったことは本稿の大きな発見である。

Ⅴ

結論
本稿では、労働者の心の健康状態について、各種のデータを用いて概観したのち、職場環境と心の健康状態について、JGSS2010 の個票を用いて詳しく検討した。
得られた結論は次のようなものである。心の健康状態を示す SF12 のスコアが高いのは、勤務している職場の連帯感があること、本人の仕事満足度が高いこと、派遣社員、高齢者、定型的な仕事に比べて非定型的な仕事であった。
一方、SF12 のスコアが低い、すなわち精神的な健康状態が悪いのは、労働時間が長いこと、通勤時間が長いこと、女性、事務従事者であった。
最後に、以上の結果から労働環境における改善方向と今後さらに研究・究明すべき課題は以下の諸点である。①労働生活における労働時間および通勤時間が労働者の「心の病」に影響してい9るという今回の知見は、これまでの先行研究とも整合的であり、あらためて長時間労働の改善の必要性が確認できる。同時に、今後の研究課題として労働に関わる長時間労働がどのような経路を経て「心の病」に影響を及ぼしているのかについて、より具体的な検証も必要である。②「職場の連帯感」と「仕事の満足感」など人的資源管理に関わる項目が 労働者の精神的健康に影響を与えているという知見は、あらためて「組織的志向」へのメンタルヘルス対策の重要性を示している。そのためにも今後さらにより詳細な分析が可能な人的資源管理に関わる調査が求めら れている。③働く女性のメンタルヘルスが男性より不調であるという結果は、これまでストレスレベ
ルでは確認されていたが、本稿で「心の健康」指標で確認されたのは重要な知見といえる。働く
女性のメンタルヘルスの改善・対策の具体化のためにもよりいっそう具体的な調査・分析が求められている。

10

図表

図1 労働者の精神疾患千人当たり受療率
健保組合

協会けんぽ

25

20

千
人 15
当
た
り
受
療 10
率

5

0

1980年

82

84

86

88

90

92

94

96

98

2000

02

04

06

08

10年

資料出所：健保組合―1980～2003 年は健康保険組合連合会「健康保険組合医療給付実態調査報告」より算出
2008～2011 年は厚生労働省「医療給付実態調査」より算出
協会けんぽ―1980～2007 年は旧社会保険庁「医療給付受給者状況調査報告」より算出
2008～2011 年は厚生労働省「医療給付実態調査」より算出

図2 仕事上でストレスを感じている計
常に感じる

感じることが多い

時々感じる

2004年(77.5)

18.4

21.8

2006年(80.6)

19.5

22.4

2008年(81.7)

20.9

24.4

36.4

2010年(83.8)

20.7

24.5

38.6

2012年（87.0）

21.4

26.8

37.3

38.7

38.8

資料出所：連合「連合生活アンケート調査」より

11

図３ 仕事のストレスを感じる理由
35

33.1

30

26.9
23.1

25
(

%

21.1 20.9
17.6

20

16.2 15.9 15.6

)

15

10
5
0
仕
事
量
が
多
す
ぎ
る

長
い
時
間
神
経
を
集
中
す
る

職
場
や
仕
事
の
将
来
が
不
安

仕
事
の
配
平
分
が
や
あ
待
る
遇
に
不
公

責
任
が
重
す
ぎ
る

働
く
時
間
が
長
い

能
力
が
発
わ
揮
れ
で
な
き
い
な
い
・
報

拘
束
感
が
あ
る

上
司
や
が同
良僚
く と
なの
い人
間
関
係

資料出所：連合「2010 年連合生活アンケート調査」

12

表１ 主な変数の記述統計量と構成比
平均
標準偏差
SF１２スコア
66.95
20.10
年齢
44.38
12.86
週労働時間（時）
38.71
15.04
通勤時間（片道：分）
29.16
23.82
経験年数
10.92
10.53
本人仕事収入（対数値）
5.44
0.93
仕事満足度
3.76
0.98
構成比
女性
既婚者
中学卒
高校卒
短大・高専卒
大学・大学院卒
役職なし（非正規含む）
職長・班長
課長・部長
常用雇用者
臨時雇用者
派遣社員
失業不安あり職場の連帯感あり
労働組合加入規模わからない
規模100人未満
規模100-299人
規模300-999人
規模1000人以上

最小値
0
20
3
0
0
3.58
1

％
49.2
69.7
6.3
50.1
17.5
26.2
77.6
12.1
10.0
65.5
32.5
1.9
15.6
54.0
25.5
6.4
42.9
13.0
9.1
28.3

13

N=891
最大値
100
69
100
270
50
7.17
5

表２ 心の健康と労働環境１
被説明変数：SF12
女性ダミー
30歳代
40歳代
50歳代
60歳代以上学歴〈高校卒〉
中学卒
短大・高専卒
大学・大学院卒
既婚
仕事収入（対数値）
週労働時間（時）通勤時間（分）経験年数
役職〈役職なし〉
課長・部長
職長・班長
職場の連帯感あり
失業不安あり労働組合加入仕事満足度
雇用形態〈常用〉
臨時雇用
派遣社員
企業規模〈100-299人〉
規模わからない
規模100人未満
規模300-999人
規模1000人以上
職種〈専門・技術〉
管理的職業従事者
事務従事者
販売従事者
サービス職業従事者
保安職業従事者
農林漁業従事者
生産工程従事者
輸送・機械運転従事者
建設・採掘従事者
運搬・清掃等従事者
F( 43, 540)
Prob > F
R-squared
観測数注：1）〈〉内は、リファレンスグループ。
2）*（有意水準10％）、**(5%)、***(1%)3）標準誤差はWhiteの頑健標準誤差である。
４）産業ダミーを含む。
年齢〈20歳代〉

常用雇用者のみ係数
標準誤差-6.860 ***
2.460
3.473
3.082
2.397
3.384
4.959
3.620
5.350
4.388
3.360
4.059
-1.6712.769-0.724
2.129
1.657
2.038
1.287
1.748
-0.160 **0.079-0.098 **0.038-0.127
0.104
1.853
2.582
3.307
2.257
6.306 ***
1.797
-3.968
2.898
2.685
2.058
4.373 ***
0.978

2.920
4.206 *
3.583
3.941
-3.234-4.961 *-5.114-2.1020.444-6.988-3.6320.454-0.128-5.1312.88
0.000
0.1758
584

14

6.865
2.551
3.361
2.957
4.284
2.800
3.720
4.154
7.826
10.948
3.647
5.111
8.010
6.668

Linear regression
全雇用者
係数
標準誤差
-5.873 ***
1.853
2.058
2.532
0.375
2.634
2.967
2.891
6.162 *
3.137
-0.1513.034-1.571
1.988
1.272
1.750
1.641
1.724
1.626
1.282
-0.142 **0.063-0.091 ***0.029-0.103
0.085
2.348
2.562
3.383
2.196
5.666 ***
1.376
-2.710
1.918
2.891
1.761
3.697 ***
0.752
2.293
2.271
12.430 ***
3.946
1.409
3.208
4.446 **
2.064
3.301
2.759
4.209 *
2.392
-4.611
4.116-4.710 **2.263-5.196 *2.849-3.2282.832-1.1745.391-9.4789.701-1.5522.894-2.0094.059-0.5396.738-4.648
4.054
3.55
0.000
0.1516891

表３ 心の健康と労働環境２
被説明変数：SF12
女性ダミー
30歳代
40歳代
50歳代
60歳代以上学歴〈高校卒〉
中学卒
短大・高専卒
大学・大学院卒
既婚
仕事収入（対数値）
週労働時間（時）通勤時間（分）経験年数
役職〈役職なし〉
課長・部長
職長・班長
職場の連帯感あり
失業不安あり労働組合加入仕事満足度
雇用形態〈常用〉
臨時雇用
派遣社員
企業規模〈100-299人〉 規模わからない
規模100人未満
規模300-999人
規模1000人以上
業務5分類〈定型認識〉 非定型分析
非定型相互
定型手仕事
非定型手仕事F( 43, 540)
Prob > F
R-squared
観測数注：1）〈〉内は、リファレンスグループ。
2）*（有意水準10％）、**(5%)、***(1%)3)標準誤差はWhiteの頑健標準誤差である。
４）産業ダミーを含む。
年齢〈20歳代〉

Linear regression
全雇用者
係数
標準誤差
-5.423 ***
1.835
2.092
2.526
0.172
2.627
2.304
2.838
5.766 *
3.144
-0.562
3.062-1.249
1.942
1.500
1.722
1.712
1.708
1.720
1.276
-0.145 **0.063-0.090 ***0.029-0.080
0.085
1.658
2.400
3.386
2.191
***
5.517
1.371
-2.737
1.926
2.880
1.765
***
3.729
0.748
2.388
2.270
12.932 ***
3.957
1.276
3.215
4.553 **
2.060
3.425
2.771
*
4.352
2.389
2.723
3.557
3.303 *
1.793
2.076
2.044
4.318 *
2.534
4.02
0.000
0.149
891

15

謝辞
二次分析に当たり、東京大学社会科学研究所附属社会調査・データアーカイブ研究センターSSJ デー
タアーカイブから日本版 General Social Surveys ＜JGSS2010＞（寄託者名：大阪商業大学 JGSS 研
究センター）の個票データの提供を受けました。ここに記して感謝します。
日本版 General Social Surveys(JGSS)は、大阪商業大学 JGSS 研究センター（文部科学大臣認定日本
版総合的社会調査共同研究拠点）が、東京大学社会科学研究所の協力を受けて実施している研究プロ
ジェクトである。

脚注1) 坂部（1992）『ストレス研究の歴史的概観』p212-p213 を参照のこと
2) NIOSH は米国労働安全衛生研究所の職業性ストレスモデルで、「仕事のストレス要因（作業環境・仕事上の役割・仕事のコントロール・作業負荷・仕事の将来不安・対人関係）」が、①個人要因、②
仕事外の要因、③緩衝要因などによって修飾されて、身体的・心理的・行動面でストレス反応が生じる。この反応が持続した場合発病するというもので、標準的なモデルとして承認されている。
（資料出所：『日本労働年鑑 2003』鈴木安名）
3) SF-36 は包括的健康概念を測る質問紙として現在世界的に普及している。日本では 1995 年からバージョン 1、2004 年から現在のバージョン 2 が使用開始されている。8 つの健康概念を測定する 35
個の質問項目と健康変化を測定する 1 個の項目から成り立ち、下位尺度「心の健康」は 5 項目からなる MHI-5 である。
4) SF-12 は SF-36 の項目の一部により構成された短縮版で、下位尺度「心の健康」は２項目からなる。
5) JMI はメンタルヘルスの質問紙として社会経済生産性本部メンタルヘルス研究所が作成したものである。1980 年より調査を開始して 220 万人の調査実績がある。職場領域、身体領域、精神領域、性格領域の 4 領域、400 項目の質問項目で構成されている。
6) GHQ はゴールドバーグにより開発された精神的な健康度を質問紙法により調査するもの
7) スコアリングは

得点＝[(素点―2)⁄8 × 100]にて算出

8) 日本国民標準値は、2007 年に行われた全国調査の結果から算出された値。日本国民を代表する値にするため 20 歳以上 79 歳以下の住民を対象に全国 200 地点を比例配分して日本全国の縮図となる
ように標本抽出して実施された。（『SF-36v2TM 日本語版マニュアル』より）
9) 山崎（1992）は「こうした時間面と心理面から言える労働生活の肥大化が、健康を維持・増進させる上で望まれている健康生活習慣の維持・確保に困難をもたらし、睡眠や休養の不足、不規則で栄養のバランスを欠いた食生活、喫煙や過度の飲酒、運動・スポーツ習慣の欠如、未受診・未受療といった、生活習慣の悪化・不健康化を招きやすいこともまた、よく知られた事実である。」と述べ
ている。
参考文献
岩崎健二（2008）「長時間労働と健康問題」『日本労働研究雑誌』No.575 pp.39-48
池永肇恵（2008）「労働市場の二極化―ＩＴの導入と業務内容の変化について」Hitotsubashi University
CIS Discussion Papers, No.375.
小倉一哉（2013）「メンタルヘルスに熱心な会社とは？」『日本労働研究雑誌』No.635 pp18-30
16神林龍・シュルテン・シン・脇坂明（2013）「Sickness on the Job―OECD 報告書の日本に対する示唆」『日本労働研究雑誌』No.635 pp31-46
菅万理・有田伸（2012）「失業が健康・生活習慣に及ぼす効果―固定効果モデルと一階差分モデルによるパネルデータ分析」東京大学社会科学研究所パネル調査プロジェクト・ディスカッション
ペーパーシリーズ．No.55
坂部弘之（1992）『ストレス研究の歴史的概観』
久田満・高橋美保（2003）「リストラが失業者および現役労働者の精神健康に及ぼす影響」『日本労働研究雑誌』No.516 pp.78-86
福原俊一・鈴鴨よしみ（2004）『SF-36v2 日本語版マニュアル』（特定非営利活動法人医療評価研究機構）
藤野善久・堀江正知・寶珠山勉・筒井隆夫・田中弥生（2006）「労働時間と精神的負担との関連についての体系的文献レビュー」『産業衛生学雑誌』2006:48 pp87-97
山崎喜比古（1992）「ホワイトカラーにみる疲労・ストレスの増大とライフスタイル」『日本労働研究
雑誌』No.389 pp2-19
山岡順太郎（2012）『仕事のストレス、メンタルヘルスと雇用管理』文理閣
連合・連合総研（2009）『生活時間の国際比較―日・米・仏・韓のカップル調査』
日本生産性本部メンタルヘルス研究所（2010）『産業人メンタルヘルス白書』（2010 年版）
大阪商業大学 JGSS 研究センター編（2011）「日本版 General Social Surveys
ブック JGSS-2010」17

基礎集計表・コード