日本社会福祉学会中国・四国ブロック

論第９号

2022.3文 

特例子会社における精神障がい者の職場定着に対する支援：
ソーシャル・サポートと自己効力感に着目して
福
―抄

間

隆

康

録―

本研究は，精神障がい者の職場定着への支援策をソーシャル・サポートと自己効力感の観点から明らかにすることを目的とした．特例子会社の精神障がい者94名を対象に質問紙調査を実施した．分析の結果，役割荷重が離職意思に与える影響は，上司および同僚からのソーシャル・サポートによって緩和されることが明らかになった．ソーシャル・サポートが高い者は，役割荷重が増すほど，離職意思が低下していた．以上より，仕事上の困難に直面した際に，助言を与えたり，役割モデルとしての役目を務めてくれたりする上司や同僚が職場に存在し，そこから得られるサポートへの満足度が高い者ほど，離職の防止要因として機能することが示唆された．
キーワード：役割ストレス，定着，離職意思，精神障がい者，特例子会社
Ⅰ．はじめにへの配置」（18.8％），「上司や専門職員などによる定期的な相談」（15.8％）といった項目が１．研究の背景

上位に並んでいる．

2018年４月の雇用義務化を迎え，精神障がい

これは，就業継続のための体調面や労働時間者の就業は，今後さらなる増加が予想されていの配慮，人事管理面の充実や配置転換の配慮，る．しかし，精神障がい者は就業の継続に課題

十分なコミュニケーションや定期的な相談の必があるとされ，民間企業への就職後１年時点の要性を物語っている．つまり，入社後，組織に定着率は49.3％と他障害に比べ低い現状にある適応していく過程での企業側の配慮や，職場に（障害者職業総合センター 2017）．定着率が低

おけるストレスフルな状況が，精神的症状や離い要因としては，精神障害の特性について企業転職行動に先行する離転職意思の形成に影響をの理解が進んでいないこと，長期に渡る状態変及ぼしていると考えることができる．離転職意化をたどる精神障害に対応した職場定着支援体

思とは，「組織からの離脱を目指す意識的で意制が整備されていないことなどがあげられる．

図的な意思」のことである（Tettら 1993：262）．

厚生労働省（2014）によると，企業に雇用され厚生労働省（2019）によると，精神障がい者ている精神障がい者が仕事を続けていく上で，の雇用上の課題として，「会社内に適当な仕事改善等が必要と回答した事項として，「能力にがない」（70.2％），「精神障がい者を雇用する

応じた評価，昇進・昇格」（31.2％），「調子のイメージやノウハウがない」（49.7％），「採用悪いときに休みを取りやすくする」（23.1％），

時 に 適 性， 能 力 を 十 分 に 把 握 で き な い 」「コミュニケーションを容易にする手段や支援（37.2％）という結果が示されている．しかし，者の配置」（20.4％），「能力が発揮できる仕事

精神障がい者の雇用は困難としていた企業で
受付日：2021.2.24
高知県立大学社会福祉学部

も，特例子会社１） の設立を契機として障害特性に配慮した業務の切り出しを行っている．
2020年６月１日現在，特例子会社に雇用され− 31 −

日本社会福祉学会中国・四国ブロック

第９号

2022.3ている精神障がい者（１週間の所定労働時間ががい者の定着要因に関して論じている．障害者20時間以上30時間未満の労働者を含む）の総数

職業総合センター（2014）は，精神障がい者おは,6,994人である（厚生労働省 2021）．特例子

よび精神障がい者の就労支援担当者，企業担当

会社は障害特性に配慮した設備や機器が整って者に対しインタビュー調査（８事例）を行った．

おり，精神障がい者への支援も行き届いている

その結果，職場定着要因として，「無理をさせケースが多い．しかし，特例子会社に対する入ない雇用管理方針の継続」「現状維持志向の労社前後のイメージが乖離し，短期間で離職して働観に対する理解と承認」「中長期的なキャリしまう精神障がい者も存在する．そのため本研アアップを指向した雇用管理方針」「ポジティ

究では，精神障がい者の離転職意思に着目してブフィードバックの実践」があげられた．また，研究を行う．

障害者職業総合センター（2012）は，精神障がい者を雇用している一般企業308社を対象に質２．精神障がい者の離職・職場定着研究

問紙調査を実施した．その結果，雇用管理の支

精神障がい者の離職・職場定着研究は少数で援策として，「健康管理面に留意し，通院時間はあるが，研究成果が公開されている．それはの確保や過度なストレスを与えないよう仕事量

いくつかの要因別に分類できる．

や納期面で一定の配慮を行う」「コミュニケー

第一は，ナチュラルサポート研究の一つとしション上の配慮などにより，安心感をもって仕て と ら え た 研 究 群 で あ る． た と え ば， 片 山事ができるようにし，自信の回復に繋げる」「仕（2012）は，精神障がい者を雇用している一般

事を簡素化・標準化する，分かりやすい指示を企業13社の就労支援者に対しインタビュー調査

出す」といった結果が得られた．これらの要因を行った．インタビューでは, １年後の就労継は，職域拡大という中長期的なキャリアアップ

続者と就労中断者を分ける要因について探索しを指向した人的資源管理の充実，仕事結果に関た．その結果，精神障がい者の就労継続要因とするポジティブフィードバックだけでなく，職して，「企業内支援者と障がい者の信頼関係の場内における精神障がい者の存在や役割の有意構築」「障がい者のストレングス強化」「従業員

味性に関するフィードバックなど，組織マネジ

同士の支援や障害理解の啓発」「ニーズのマッメント上の施策として具現化されているものでチング」「外部支援者との早期の信頼関係構築」

あり，組織マネジメントの基本的な設計を表し「外部就労支援者の活用」「精神障がい者自身ている．

の社会経験の獲得」があげられた．また，窪谷

以上のように，日本における精神障がい者のら（2014）は，精神障がい者の雇用経験のある

離職・職場定着研究に関しては，ナチュラルサ

一 般 企 業 の 現 場 担 当 者10名 を 対 象 に イ ン タ

ポートや組織マネジメントに着目したものが主

ビュー調査を行った．その結果，精神障がい者

要な位置づけを占めている。これに対して，スの就労継続要因として，「教育・指導による問

トレスという観点で見ると，近年，特にメンタ

題解決」「責任・役割の附与」「障がい当事者とルヘルスという視点から，離職を含めた精神障の関係構築」があげられた．これらの要因は，がい者の行動や態度を検討する研究が増加して企業内支援者による支援，外部の就労支援者にいる．そこで以下ではストレス理論に触れながよる介入など人的支援施策として具現化されてら，関連する研究について検討を試みる．

いるものであり，職場における上司や同僚等か
３．ストレス理論らの支援であるナチュラルサポートを表している．

Cooperら（1976）によると，仕事における第二は，組織マネジメントとの関係を検討し人間関係（上司や同僚とうまくいかない，責任た 研 究 群 で あ る． 障 害 者 職 業 総 合 セ ン タ ー

が重すぎるなど），組織の役割（役割曖昧性，（2014）は, ３年以上職場定着している精神障

役割葛藤など），職務内在要因（仕事が多すぎ− 32 −

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第９号

2022.3

ること，時間制限によるプレッシャーなど）とル・サポートと自己効力感の観点から明らかにいったストレッサーは，職業上の健康障害の兆することを目的とする．役割ストレス，ソーシャ

候（職務不満足，動機づけの低下など）に影響

ル・サポート，自己効力感，離転職意思の関係を与える先行要因であると述べている．職務不の解明によって，精神障がい者の職場定着を促

満足は，職場に対するネガティブな感情を表す

進する具体的方策を提示することが期待できる．

概念であり，組織への不満を示す概念は離転職

Ⅱ．理論枠組みおよび仮説意思である．
ストレッサーが個人の離転職意思の形成に及１．役割ストレスと離職意思との関係ぼす過程には，個人特性が介在することが指摘
さ れ て い る（Schuler 1982）．Lazarusら（ ＝役割ストレスは，役割葛藤（role conflict），

1991）は，ストレス反応に影響を与える要因と役割曖昧性（role ambiguity），役割荷重（role

して，ストレッサーに対する認知的評価とコー

overload）の３つに分類される（Kahnら 1964）．

ピング（ストレス対処行動）を指摘し，自己効

役割葛藤は，同時に二人以上の人から異なる役

力感は認知的評価に影響を与えると述べてい割を期待されるとき，役割曖昧性は，果たすべる．自己効力感（self-efficacy）とは，ある結き役割や仕事の内容や手順手続きが明らかでな果を生み出すのに必要な行動をどの程度うまくいようなとき，役割荷重は，過度の負担または行うことができるかという個人の確信のことで圧力が加わったときに生じるとされる（田尾ある（Bandura 1977）．このように，同じスト

1999）．

レス状況であっても受ける影響に個人差が生じGriffethら（2000）は過去の研究のメタ分析

るのは，自己効力感といった個人的要因が認知から，役割の明確さ，役割荷重，役割葛藤が離的評価やコーピングに影響を与えているからで職意思に影響を及ぼしていることを確認した．

あると考えられる．

久芳（2018）は，一般就労している精神障がい

コーピング以外にも，ストレスフルな出来事者を対象に調査を行った．その結果，仕事の量の否定的な影響を緩衝する要因について検討さ的負担とストレス反応（疲労感，不安感，抑うれており，代表的な要因としてソーシャル・サ

つ感）との間に負の相関を確認した．役割曖昧ポートがあげられる．ソーシャル・サポート

性が多い仕事は疲労が現れやすく，欠勤や離職（social support）とは，「ある人を取り巻く重といった行動になって表出されやすい（田尾要な他者から得られるさまざまな形の援助」の1999）．荷重な負担を押し付けられると，ストことである（久田 1987：170）．Cohenら（1985）

レスに耐えきれず，欠勤や退職する人が多くなによると，ソーシャル・サポートは適応反応のると考えられる．Rizzoら（1970）によると，促進，または不適応反応の抑制という二つのプ

役割曖昧性は役割葛藤に比べてストレスになり

ロセスによってストレス緩衝効果をもつと述べやすいと述べている．そこで，本研究では役割ている．

曖昧性と役割荷重をとりあげ，以下の仮説を設

これまで，ソーシャル・サポートと自己効力定する．

感は，離転職意思に対する有害な効果を緩和す

仮説１

るはたらきについて，別々に実証されてきた．

役割ストレスは離職意思に正の影響を与える．

そのため，ソーシャル・サポートと自己効力感仮説１-１ 役 割曖昧性は離職意思に正の影響が複合的に絡み合うという視点が欠落していを与える．

る．したがって，ソーシャル・サポートと自己仮説１-２ 役 割荷重は離職意思に正の影響を

効力感の共同効果を検討する必要がある．

与える．

以上のような問題意識に基づき，本研究は，精神障がい者の職場定着への支援策をソーシャ− 33 −

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第９号

2022.3

２．役割ストレスとソーシャル・サポートとの情や態度との関係に自己効力感が影響している関係ことを示唆している．以上のことから，自己効

若林ら（2016）は，一般企業の知的障がい者

力感の高い者ほど，役割ストレスに上手く対処

を対象に調査を行った．その結果，道具的サポーできるので，離職意思は低下することが予測さ

トと離職意思との間に負の相関を確認した．福れる．そこで，以下の仮説を設定する．

井ら（2017）は，一般就労した知的障がい者を仮説３

役割ストレスと離職意思との関係は自対象に調査を行い，仕事上の相談者がいない者

己効力感によって調整される．

ほど離職しやすいことを明らかした．一般企業

仮説３-１ 役 割曖昧性と離職意思との関係はの精神障がい者を対象とした研究ではないが，自己効力感によって調整される．

Pienaarら（2007）は，役割荷重が離職意思に仮説３-２ 役 割荷重と離職意思との関係は自及ぼす影響は，同僚からのサポートによって緩己効力感によって調整される．

和されることを明らかにした．
４．役割ストレス，ソーシャル・サポート，自これらの結果は，役割ストレスと離職意思との関係にソーシャル・サポートが影響している

己効力感の交互作用

ことを示唆している．援助や支持を与えてくれ

ソーシャル・サポートと自己効力感との交互る上司や同僚が職場にいる者や，より満足のい作用については，いくつかの研究でストレスと

く援助や支持を実際に得ている者ほど，職場にいう否定的な感情を抑制する効果をもつことにおける役割ストレスが解消しやすいので，離職加えて，自己に対する肯定的な感情を高めるこ

意思は低下することが予測される．そこで，以とが示されている．Liuら（2017）は，中国の下の仮説を設定する．

関節リウマチ患者を対象に調査を行った．その仮説２

役 割ストレスと離職意思との関係は結果，ソーシャル・サポートと自己効力感は，

ソーシャル・サポートによって調整さ

抑うつ症状への有害効果を共同して緩和するこれる．

とを確認した．一般企業の精神障がい者を対象

仮説２-１ 役 割曖昧性と離職意思との関係はとした研究ではないが，Goussinskyら（2020）

ソーシャル・サポートによって調は，自己効力感が高くても同僚からの道具的サ整される．

ポートが少ないと，バーンアウトしやすいこと

仮説２-２ 役 割 荷 重 と 離 職 意 思 と の 関 係 はを明らかにした．以上のことから，自己効力感

ソーシャル・サポートによって調の強さがストレス反応に対するソーシャル・サ

整される．

ポートの緩衝効果を促進することが予測される．そこで，以下の仮説を設定する．

３．役割ストレスと自己効力感との関係

仮説４

Bowlingら（2010）
は，
自己効力感と離職意思，

役 割ストレスと離職意思との関係はソーシャル・サポートと自己効力感の役割曖昧性，役割荷重と離職意思の関係につい交互作用によって調整される．

てメタ分析を行った．その結果，いずれも負の仮説４-１ 役 割曖昧性と離職意思との関係は相関が認められた．Loweら（2008）は，英国

ソーシャル・サポートと自己効力の関節リュウマチ患者を対象に調査を行った．

感の交互作用によって調整される．

その結果，自己効力感が抑うつ症状を抑制する

仮説４-２ 役 割 荷 重 と 離 職 意 思 と の 関 係 はことを確認した．一般企業の精神障がい者を対ソーシャル・サポートと自己効力象とした研究ではないが，Arshadiら（2013）

感の交互作用によって調整される．

は，ストレスが離職意思に及ぼす影響は，自尊

以上，本研究の仮説を図式化したのが図１で心によって緩和されることを明らかにした．

ある．

これらの結果は，役割ストレスと否定的な感− 34 −

日本社会福祉学会中国・四国ブロック

調整変数

独立変数

第９号

2022.3

従属変数

自己効力感

役割ストレス
役割曖昧性
役割荷重

仮説1 +

仮説3 +
仮説4 +

離職意思

仮説2 +
ソーシャル・サポート

図１

本研究のフレームワーク

Ⅲ．研究方法心化した得点を分析に用いた．
①役割ストレス

１．調査対象田尾（1986）の質問項目から「役割曖昧性」
２）

本研究の調査対象は，特例子会社（８社）の３項目および「役割荷重」の３項目を使用しに勤務している障がい者（企業が障害者雇用数た．この尺度を用いた理由は，既存尺度の冗長に算定できる者）である．質問紙調査（郵送法）

性を廃し，より少ない項目数で役割曖昧性と役は2018年６月から８月に実施した．調査票の配割荷重を測定しているからである．

布数は440であり，366名から回答を得ることが②自己効力感３）

板野ら（1986）の質問項目（７項目）から「行できた（有効回収率83.2％） ．このうち，精動の積極性」の４項目を使用した．この尺度を神障がい者94名を分析対象とした．
回答者の性別は男性71名（75.5％），女性23

用いた理由は，当面の行動選択に及ぼす影響で名（24.5％）である．年齢は19歳から58歳であはなく，行動に対する長期的な影響を測定する

り， 平 均 年 齢 は37.84歳（SD＝9.11） で あ る．

ことができるからである．

勤続年数は１年から13年であり，平均勤続年数③ソーシャル・サポート

は4.91年（SD＝3.53）である．職務経験年数は厨子ら（2012）の質問項目（６項目）から「道１ 年 か ら33年 で あ り， 平 均 職 務 経 験 年 数 は

具的サポート」の３項目を使用した．ソーシャ

11.79年（SD＝7.67）である．雇用形態は正社

ル・サポートには，情緒的，情報的，評価的サ員72名（76.6％），非正社員21名（22.3％），不ポートもあるが，直接的な行為を伴う道具的サ

明 １ 名（1.1 ％） で あ る． 職 位 は 管 理 職 ６ 名

ポートのみ使用した．その理由は，一緒に仕事（6.4％），管理職以外88名（93.6％）である．

している職場の上司や同僚が仕事の問題を解決するためのやり方やコツなどを適切に教えてく

２．測定尺度れる場合，仕事への意欲が高まり，離転職意思が低下すると考えたからである４）．

本研究では，以下の４種類の測定尺度を分析に用いた（表１）．回答はすべて「全くそう思④離職意思わない―そう思わない―どちらかといえばそう

佐藤ら（2003）の質問項目（４項目）から「離思わない―どちらかといえばそう思う―そう思

職意向」の３項目を使用した．この尺度を用いう―非常にそう思う」の６段階である．尺度得た理由は，より少ない項目数で離職意思を測定

点は，それぞれの尺度を構成する項目の単純合しているからである．

計を項目数で割った得点を分析に用いた．欠損
値は平均値で置き換えを行った．なお，多重共線性の問題を回避するため，使用した変数は中− 35 −

日本社会福祉学会中国・四国ブロック

第９号

表１
変数

2022.3

本研究で使用した質問項目一覧

次元

質問項目
私がしなければならないことは何なのか，分からないことがある
役割曖昧性
１日の仕事のなかで，何をしたらよいのか分からないことがある
本来の私の仕事は何なのか，わからないことがある
役割ストレス
その日のうちにはとてもできそうもない仕事をしなければならないことがある
役割荷重
休憩時間を削ってまで仕事を急がなければならないことがある
一度にたくさんの種類の仕事をしなければならないことがある
私の会社の人は，わたしの成長につながるようにアドバイスしてくれる
ソーシャル・サポート 道具的サポート 私の会社の人は，わたしが仕事における課題を克服できるように，助言してくれる
私の会社の人は，わたしが新しい知識を吸収するのを援助してくれる
何か仕事をするときは，自信をもってやる
結果の見通しがつかない仕事でも，積極的にとりくんでいくほうだと思う
自己効力感
行動の積極性
どんなことでも積極的に取り組むほうである
何かを決めるとき，迷わずに決定するほうである
１年以内には今の仕事を辞めたいと思う
離職意思
離職意思
給料が同じで，今の職種とは違う仕事があればそちらにしようと思う
今の会社を辞め，他の会社で働きたいと思う

３．倫理的配慮

れた（表２）．第１因子は，固有値が2.759，寄

倫理的配慮としては，口頭および文書で特例

与率45.977％で役割曖昧性の３つの質問項目が子会社の人事担当者に研究の趣旨を説明し，了まとまったため，役割曖昧性と名付けた．第２解が得られた８社に調査票を送付した．結果の因子は，固有値が1.330，寄与率22.170％で役割

公表の仕方等を明記した依頼文，調査票および荷重の３つの質問項目がまとまったため，役割個人用の封筒を人事担当者宛に郵送し，後日，

荷重と名付けた．

会社を通じて各回答者によって厳封された封筒
２．信頼性，基本統計量および相関係数を回収した．研究への参加は調査票の返送をもって同意を得たものとした．なお，本研究は，本研究の尺度の信頼性検証のため，α係数７）

高知県立大学社会福祉研究倫理審査委員会の承を 算 出 し た． 役 割 曖 昧 性 は.796， 役 割 荷 重

認を得て実施した（承認番号：社研倫17-72号）．

は.705，ソーシャル・サポートは.872，自己効
力感は.789，離職意思は.828であった．いずれ

４．コモン・メソッド・バイアス

も.70以上を示しており，信頼性は認められた．

本研究では，すべての構成概念を同一の回答

尺度の基礎統計および相関係数を算出した者に尋ねているため，コモン・メソッド・バイ（表３）．なお，勤続年数と職務経験年数とのアス５） が生じる可能性がある．そのため，す間に比較的強い正の相関（r＝.717）がみられ

べての観測変数を用いてHarmanの単一因子検たため，重回帰分析では，職務経験年数を使用定を行った．分析の結果，第１因子によって説しないことにした．

明される全観測変数の分散の割合は50％未満で３．役割ストレスと離職意思との関係あったことから，本研究で使用した分析データ

仮説１を検証するために，離職意思を従属変におけるコモン・メソッド・バイアス問題は深数とし，属性変数，役割ストレスを独立変数と刻ではないと判断した．

する重回帰分析を実施した．なお，属性変数にⅣ．結果

ついては，性別は男性を基準に，雇用形態は正社員を基準に，職位は管理職を基準にそれぞれ

１．役割ストレスの因子構造

ダミー変数化して投入した．また，多重共線性の診断にはVIF（variance inflation factor）を役割ストレスに関する６項目について因子分６）析を行った（最尤法・プロマックス回転） ．

参照し，いずれも3.0以下であり多重共線性のその結果，６つの質問項目が２つの因子にわか可能性は少ないと判断した．
− 36 −

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表２

第９号

2022.3

役割ストレスに関する因子分析（最尤法・プロマックス回転）

私がしなければならないことは何なのか，分からないことがある
本来の私の仕事は何なのか，わからないことがある
１日の仕事のなかで，何をしたらよいのか分からないことがある
その日のうちにはとてもできそうもない仕事をしなければならないことがある
一度にたくさんの種類の仕事をしなければならないことがある
休憩時間を削ってまで仕事を急がなければならないことがある
回転後の負荷量平方和
因子間相関 第１因子
第２因子

第１因子
.972
.640
.597
.002
−.057
.126
1.999
1.000
.377

第２因子
−.206
.231
.167
.874
.674
.440
1.832
1.000

注 １）プロマックス回転３回の反復で回転が収束．
２）因子抽出の基準は固有値１としている．
３）因子負荷量が.40以上を示す項目を同一因子としている．
４）カイ２乗＝14.438，df＝4，p＜.001

表３
M
１．性別
.76
２．雇用形態
.77
３．職位
.06
４．年齢
37.84
５．勤続年数4.91
６．職務経験年数
11.79
７．役割曖昧性
2.95
８．役割重荷3.30
９．自己効力感
3.60
10．ソーシャル・サポート 4.28
11．離職意思2.45

使用変数の基本統計量および相関係数

SD
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
.43
1
.42 .167
1.25 .047.1421
9.11 −.161 −.107 −.005
1
3.53 −.326 ** .201
.287 ** .399 **
1
7.67 .006 −.122.022.717 ** .224
1
.94 .060.058 −.093 −.179 −.057 −.232（.796）.96 .120.185.146 −.064.184 −.174 .359 **
（.705）.94 −.016.253 * .206 *−.024 −.011 −.091 −.290 **−.135 （.789）.94 −.268 ** .070
.091 −.015 −.057 −.210 −.324 **−.138.321 **
（.872）
1.14 .083 −.054 −.295 ** .086 −.111 −.050 .328 **−.011 −.220 *−.427 **
（.828）**p＜.01，*p＜.05，N＝94，括弧内の数値はクロンバックの信頼性係数を示す．

分析の結果，離職意思に対して役割曖昧性は＝.049）．そのため，得られた回帰式で役割荷正の影響を与えている一方で，役割荷重との間

重とソーシャル・サポートに平均±１SD の値には関係がないことが示された．統制モデル

を代入し，図２ のグラフを得た．これと関連（表４のModel１）から役割ストレスモデル（表し て， ソ ー シ ャ ル・ サ ポ ー ト の 高 低（ ± １2４のModel２）へのR の増分が有意であった（FSD）における役割荷重の離職意思に対する影（2,78）＝2.459, p＝.020）．したがって，仮説１

響を調べるため，単純傾きの検定を行った．そは部分的に支持されたといえる．

の結果，ソーシャル・サポートが低い場合（平均－１SD），役割荷重と離職意思の間に有意な４．役割ストレスと離職意思との関係における関 係 は 認 め ら れ な か っ た が（ β＝.145，p

ソーシャル・サポートの影響＝.286），ソーシャル・サポートが高い場合（平仮説２を検証するために，役割曖昧性とソー

均＋１SD），役割荷重と離職意思の間に有意な

シャル・サポート，役割荷重とソーシャル・サ

負の影響が認められた（β＝−.349，p＝.021）．

ポートとの交互作用項を独立変数として追加投したがって，仮説２は部分的に支持されたとい

入し，離職意思との関係を分析した．その結果，える．

離職意思に対する役割荷重とソーシャル・サ
５．役割ストレスと離職意思との関係におけるポートとの有意な交互作用効果が示された（表４のModel４）．ソーシャル・サポートモデル（表自己効力感の影響

４のModel３）から役割荷重×ソーシャル・サ

仮説３を検証するために，役割曖昧性と自己

ポート交互作用モデル（表４のModel４）への効力感，役割荷重と自己効力感との交互作用項

2を独立変数として追加投入し，離職意思との関

R の増分が有意であった（F（2,75）＝4.172，p− 37 −

日本社会福祉学会中国・四国ブロック

表４

第９号

2022.3

役割ストレスと離職意思との関係におけるソーシャル・サポートおよび自己効力感の調整効果

独立変数

分析モデル

性別（男性＝1）
雇用形態（正社員＝1）
職位（管理職＝1）
年齢
勤続年数
RA
RO
SS
RA×SS
RO×SS
SE
RA×SE
RO×SE
RA×SS×SE
RO×SS×SE
R2
Adj−R2△R2Model１Model２Model３Model４Model５Model６

Model７.124.028−.278*
.108
−.033

.115
.014
−.229*.159−.035.335**
−.110

−.025
.081
−.184
.083
−.101
.191
−.078
−.409***

−.014
.086
−.196
.084
−.109
.227*
−.101
−.334**
−.009
.241*

−.011
.075
−.204
.082
−.104
.235*
−.099
−.342**
−.006
.239*
.040

−.019
.055
−.184
.075
−.093
.228
−.159
−.368**
−.129
.202*
.083
.263*
−.130

.108
.042

.201
.119
.093*

.328
.249
.126***

.380
.289
.052*

.381
.280
.001

.423
.310
.042

−.002
.045
−.191
.067
−.082
.212
−.156
−.358**
−.141
.183
.086
.270*
−.135
.014
.046
.424
.292
.001

役割曖昧性：RA，役割荷重：RO，ソーシャル・サポート：SS，自己効力感：SE***p＜.001，**p＜.01，*p＜.05，VIF＝1.175 ～ 2.0396（Model7），N＝94

Ⅴ．考察

係を分析した．その結果，離職意思に対する役
割曖昧性と自己効力感の有意な交互作用効果が１．役割ストレスと離職意思との関係示されたが，自己効力感モデル（表４のModel
５）から役割曖昧性×自己効力感交互作用モデ分析の結果，役割曖昧性は離職意思に正の影

2

ル（表４のModel６）へのR の増分が有意では響を与えていたが，役割荷重との間には関係がなかった（F（2,72）＝3.765，p＝.081）．したがっみられなかった．田尾（1999）によると，役割て，仮説３は棄却されたといえる．

曖昧性，役割荷重がストレッサーに転化され個人として耐えきれなくなると，仕事が嫌いにな

６．役割ストレスと離職意思との関係におけるるといった心理的に適応できない状態になり，

ソーシャル・サポートおよび自己効力感の交長く続く場合には，離職のような行動になって互作用の影響表出されると述べている．役割曖昧性は役割荷

仮説４を検証するために，役割曖昧性とソー

重に比べると解決するのが難しいので，心理面

シャル・サポート×自己効力感，役割荷重とソーや身体面だけでなく，行動面で反応を示したと

シャル・サポート×自己効力感との交互作用項考えられる．

を独立変数として追加投入し，離職意思との関厚生労働省（2019）によると，雇用している係を分析した．その結果，離職意思に対する役

精神障がい者への配慮事項として，「業務実施割曖昧性とソーシャル・サポート×自己効力

方法についてのわかりやすい指示」（39.8％）

感，役割荷重とソーシャル・サポート×自己効という結果が示されている．したがって，役割

力感との有意な交互作用効果はみられなかった

曖昧性から生じるストレッサーを解決するため（表４のModel７）．したがって，仮説４は棄には，職務の目的・目標・責任・権限の範囲・却されたといえる．

必要とされる知識・技術を明確にした職務記述書を作成する必要があるだろう．それにより，職務とその目標を見える化できるため，精神障がい者のモチベーション管理に役立てることができると考えられる．
− 38 −

日本社会福祉学会中国・四国ブロック

図２

第９号

2022.3

役割荷重と離職意思との関係に及ぼすソーシャルサポートの効果

２．ソーシャル・サポートの調整効果

サーをコントロールして不安を解消できるの分析の結果，役割荷重が離職意思に与える影

で，離職意思は低下すると予測されたが，直接響は，ソーシャル・サポートによって緩和され効果も交互作用効果も認められなかった．自己ることが明らかになった．ソーシャル・サポー

効力感と役割曖昧性，離職意思との間にはそれトが高い者は，役割荷重が増すほど，離職意思ぞれ負の相関が認められたことから（表３），が低下していた（図２）．十分なソーシャル・

就業後に精神障がい者の自己効力感を高めるこ

サポートは，対処可能性の認知を促進し，問題とができれば，離職理由の一つであるストレス

解決行動の継続を可能にするといわれているを軽減できると考えられる．このようなメンタ（Cohenら 1985）．

ルヘルスの観点から自己効力感を高めることが本研究における役割荷重は，仕事に追われた

望まれる．

り，仕事の量が多すぎたりする程度を表す量的一般に自己効力を高める方法としては，つぎ

仕事荷重を意味している．したがって，能力以の２つがあげられる．ひとつは，簡単なことか上に仕事を消化しなければならなくなったと

らはじめて，次第に難しいことに挑戦していく

き，道具的サポートを行うことが有効であるこことである．このようにすると，成功（達成感）とを示唆している．障害者職業総合センターを得られるだけでなく，能力が向上してきたと（2012）によると，精神障がい者が職業生活を感じ，自己効力の高まりを知覚するようにな

振り返っての自己評価項目として，「上司や同る．もうひとつは，現在の自分には難しいと自僚から学ぶことが多かった」（81.6％）という覚している難しい問題に挑戦し，それをやり遂

結果が示されている．したがって，仕事上の困げることである．これらは社会的学習であり，難に直面した際，助言を与えたり，役割モデル

自己効力を高める有効な方法であるとされていとしての役目を務めてくれたりする上司や同僚

る（Tams 2008）．

が職場に存在し，そこから得られるサポートへ
４．本研究の含意の満足度が高い者ほど，離職の防止要因として機能すると解釈することができる．

本研究における結果は，心理ストレス研究に対して理論的含意を持つ．それは，従来から研３．自己効力感の調整効果

究関心の高かった役割ストレスと離職意思との分析の結果，自己効力感の調整効果は認めら関係におけるソーシャル・サポートおよび自己れなかった．自己効力感が高ければ，ストレッ

効力感の影響に焦点を当ててきたこれまでの研− 39 −

日本社会福祉学会中国・四国ブロック

第９号

2022.3

究に対して，ソーシャル・サポートの緩衝効果

継続支援Ａ型事業所等）の精神障がい者に拡張から，その関係を明らかにしたことである．こすることによって，本研究で示されたモデルのの点は，役割ストレスと離職意思との関係に対追試を行っていく必要があるだろう．

して新たな視点を提示したと考えられる．
本研究の結果は，ソーシャル・サポートの重＜付記＞

本研究は，JSPS科研費18K12999の要性のみならず，従業員がそれら得る方法を高助成を受けたものである．本稿は，2019年度にめるための模索が必要であることを示してい開催された日本社会福祉学会中国・四国地域ブる．ソーシャル・サポートを得る方法の一つとロック第51回大会で自由研究発表した内容に加して，ソーシャルスキル（social skills）を高め

筆・修正を行ったものである．

ることがあげられる（Cohenら 1986）．ソーシャ
ルスキルとは，人間関係を構築したり，維持し注たりすることを適切かつ効果的に行うための人

１）特例子会社とは，障がい者の雇用の促進と安付き合い技術のことである（相川 2000）．職場定を図るため，事業主が障がい者の雇用に特別におけるソーシャルスキルが高いと，ソーシャに配慮をした子会社のことである．2020年６月

ル・サポートが高くなることが確認されている

１日現在，特例子会社の認定を受けている企業（Cohenら 1986）．

は542社である（厚生労働省 2021）．

障害者職業総合センター（2012）によると，

２）2018年３月～ 2018年６月にインタビュー調査

職業生活の充実のために希望する項目として，を実施した特例子会社である．

精神障がい者の45.6％が「仕事に関する教育や

３）有効回答数は，主要な分析変数に欠損値のあ

訓練の機会がもっと欲しい」と回答している．

る55名 を 除 い た311名 で あ る（ 有 効 回 答 率

これに対し，精神障がい者に対する雇用管理上

70.7％）．内訳は精神障がい者94名，身体障がいの工夫や配慮事項として，「指導者を決めて計者116名，知的障がい者101名である．

画的にOJTを行う」（63.2％），「社内の集合研

４）知的障がい者を対象とした研究では，上司・修を受講させる」（33.5％），「社外の研修を受

同僚の道具的サポートと離職意思との間に負の講させる」（11.0％）という結果が示されてい相関が確認されている（若林ら 2016）．

る（障害者職業総合センター 2012）．したがっ５）固有値１以上を因子抽出の条件とした主因子て，職場内において高いソーシャル・サポート

法による探索的因子分析（回転なし）によって，を受けるためには，ソーシャルスキルに着目し因子が１つしか抽出されない場合と，第１因子

た研修を社内で実施する必要があるだろう．

がデータの分散の50％以上を説明する場合，コソーシャルスキルを習得するための方法としモン・メソッド・バイアス問題は深刻であるとて，ソーシャルスキルトレーニングがある．た判断される．

とえば，１週間に１回15分～ 30分で，仕事の６）本研究では，探索的因子分析を用いた．その状況を精神障がい者と職業生活相談員が振り返理由は，本研究の対象者に合うように質問項目

り，職場における目標の達成状況の確認や，職をリワーディングしているため，予期していな

場での悩みなどの相談を行うことで対人技能のかった因子構造が現れる可能性があると考えた向上を図ることができるであろう．

からである．最尤法を用いた理由は，推測統計
学上，望ましい性質を持っており，近年，因子５．本研究の限界と今後の課題

分析で最もよく使われる推定方法だからである

本研究の限界として，調査対象者が特例子会（清水ら 2017）．プロマックス回転を用いた理社８社といった限られた範囲のものであったこ

由は，斜交回転の代表的なものであり，それぞとがあげられる．したがって，今後はサンプルれの因子が最も際立つように回転することがでを特例子会社以外（たとえば，一般企業や就労きるからである（清水ら 2017）．
− 40 −

日本社会福祉学会中国・四国ブロック

第９号

2022.3７）一般的に信頼性係数は0.7を切ると低いと解釈

employee turnover: Update, moderator tests, andされるが，この基準は絶対的なきまりではない

research implications for the next millennium,（浦上ら 2008）．

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− 42 −

日本社会福祉学会中国・四国ブロック

第９号

2022.3

Support for Workplace Retention of Persons with Mental Disabilities in a Specially
Designated Subsidiary：Focusing on social support and self-efficacy
Takayasu FUKUMA−Abstract−
The purpose of this study was to clarify the supportive measures for mentally challenged people tosettle in the workplace from the viewpoint of social support and self-efficacy. A questionnaire survey
was conducted on 94 mentally challenged employees of a special-purpose subsidiary. The analysis
revealed that the impact of role overload on turnover intention was mitigated by social support fromsupervisors and coworkers. For those with high social support, turnover intention decreased as role
overload increased. The results suggest that the presence of a supervisor and coworkers who gives
advice and serves as a role model when faced with work-related difficulties, and the higher the levelof satisfaction with the support received from the supervisor, the more likely it is to function as afactor preventing turnover.
Key words：role stress，retention，turnover intention，mental disabilities，special subsidiaries− 43 −