養生学研究
第 13 巻 第 1 号 （通算 15 号）
2020 年 12 月 23 日発行【原著論文】
中井定 高井茂（東京理科大学）
ストレス経験の筆記が寮生活をしている大学 1 年生の心の健康に及ぼす影響について1【研究資料】
滝沢宏人 1 渡邊奈々2

天野勝弘 3, 4（1 愛知大学名古屋体育研究室 2 國學院大學 3 環太平洋大学
4 スポーツパフォーマンスデザイン）
朝の自覚的目覚め度に影響を及ぼす因子について

日

本

養

生

学

会

13

養生学研究 13（1）：1－12, 2020

【原著論文】

ストレス経験の筆記が寮生活をしている大学 1 年生の心の健康に及ぼす影響について
中井 定

高井 茂

The Effect of Writing about Stressful Experiences on the Mental Health ofFirst-Year University Students Living in Dormitories
Sadamu Nakai, Shigeru Takai

Abstract
Suicide in Japan is currently showing a declining trend, but more than 20,000 still take their own lives
annually. If we look at the number of suicides by age, we see that the number of young people committing suicide
is not decreasing despite the overall societal decrease. Greatly correlated with these suicides are anxiety,depressive states, and depression, and it is known that these have major links with stress. As such, we believe it
is important to develop effective ways for young people to reduce stress. Focusing on writing therapy (writing
about stressful experiences), which is known as a method for stress reduction, we have examined the stress
reduction effect of writing about stressful experiences for first-year university students living in dormitories (42participants) from several perspectives. The biochemical measurement items were chromogranin A (CgA)
concentrations in saliva and salivary amylase activity, and psychological items were POMS (profile of moodstates) and STAI (State-Trait Anxiety Inventory). We randomly divided the participants into a stress-writing group(21 participants), who wrote about their own stressful experiences for 12 minutes a day over five consecutive
days, and a control group (21 participants), who wrote about their plans for the day in a similar way. We mademeasurements of both groups before the writing and half a year after the writing.
The results did not show any effect of the writing about stressful experiences on the biochemical indicators,
but improvements in mental state were observed for the items T-A (tension–anxiety), V (vigor), and C (confusion)on the POMS psychological questionnaire. Likewise, improvements because of the writing about stressexperiences were suggested for trait-anxiety (susceptibility to anxiety as a personality trait rather than transientanxiety) on the STAI psychology questionnaire.
The above results have suggested that the method of writing about stress experiences as employed in thisstudy (12 minutes a day over five consecutive days) may be an effective method for reducing young people’sstress.
キーワード：筆記療法、ストレス、POMS、STAI
東京理科大学（Tokyo University of Science）〒049-3514 北海道山越郡長万部町富野 102-1
TEL

01377-2-5111(代)Mail：nakai@rs.kagu.tus.ac.jp
1

中井

目的

定

われてきた（Liu ら、2003；Liu ら、2004；Nakai

現在（2018）の日本では自殺者が 20,840 人（厚ら、2006；川上、2006；辻ら、2017）。“不安”、 “う生労働省、2019）となっている。これは 1998 年

つ状態”、“うつ病”にはストレスが大きく関係しから 2011 年の年間自殺者数が 3 万人を超えていていることが知られている。ストレス状態の改善

た 14 年間と比較すると約 1 万人減少しており、法としは筆記療法が知られており、筆記をするこ

良い傾向といえる。しかし、2017 年の死亡原因をとで抑制していた感情の開示を促しネガティブ

年齢別でみると 15～39 歳の 1 位は自殺、10～14

な記憶を改定するきっかけになり、その結果心身歳および 40～49 歳では 2 位、50～54 歳は 3 位、の健康が上昇するといわれている（Pennebaker ら、

55～59 歳でも 4 位となり、まさに活動的な年齢

1989）。筆記療法の研究（Smyth、1998；Smyth ら、のほとんどで自殺は死亡原因の上位であること

1999；Paudyal ら、2014）におけるストレス経験から考えると、約 2 万 1 千人に減少したとはいえの筆記では、リュウマチや喘息の症状の改善が認

自殺は深刻な問題といえる。

められ、これはストレスが減少したからであると

また、川上の研究（2007）では過去 1 年間に自の報告がされている。ストレス経験の筆記は紙と殺を真剣に考えた者は 1.2％おり，自殺を試みては筆記用具のみあればでき、しかも筆記内容を他人いないが計画した者は 0.2％，実際に自殺を試みたに見せる必要がなくてもストレス軽減効果があ

者が 0.2％であった。このデータから推察するとると考えられているのが特徴である。このように2018 年の自殺死亡率が約 0.02％であることから自簡便で、他人に筆記内容を見せる必要がないスト

殺者の 10 倍程度，すなわち約 21 万人が日本全体

レス経験の筆記は、汎用性の高い方法と考えられで自殺を試みたことになる。そして自殺者の 60 倍る。しかし、これらの研究ではストレス経験の筆

以上は自殺を真剣に考えたことがあるなら，その記がもたらすストレス軽減効果を生化学的指標

数は日本全体で 126 万人になる。当然，人と人ので評価していない。そして他の論文（余呉と尾上、つながりがあることから，自殺を真剣に考えたこ

2007；伊藤ら、2009；塚原ら、2010）でもストレとがある人と親密な関係がある人は家族友人等何ス経験の筆記が心身の健康の向上に寄与する可人もいるはずなので，自殺を真剣に考えた人の数

能性を示唆するものがある一方、ストレス経験の（126 万人）よりもかなり多くなる。このような筆記には身体的健康の増進効果は見られていな状況のため自殺が日本にとって大きな社会問題のいとする佐藤と坂野（2005）の報告があり、見解一つとして継続しているのは言うまでもない。さが分かれている。これらの研究の測定には生化学

らに自殺者数は 2011 年から全体的に減少傾向と的指標を用いていても精神的ストレスだけてな

はいえ、年齢別でみてみると、若者（10 代）の自く肉体的疲労でも値が変化する唾液アミラーゼ

殺者数は減っていないことが分かっていて、若者

活性や唾液コルチゾールの測定で評価している。

の自殺者を減少させるとことが急務となっている

このような状況のため、ストレス経験の筆記によ（厚生労働省、2018）。

るストレス軽減効果の証明には、精神的ストレス

このような国にとって大きな問題である自殺

測定の精度の高い生化学的指標を用いるなど、さに大きく関係するのが “不安”、 “うつ状態”、“うらなる検証が必要と考える。

つ病”で、自殺者の 5 割以上がうつ病、1 割が全般

そこで、本研究では寮生活にストレスを感じて性不安障害を示していたとの報告がある（赤澤、

生活している大学 1 年生を抽出し、ストレス経験2010）．そして、これらに関する様々な研究が行の筆記のストレス軽減効果の有用性を精神的スト
2

養生学研究 13（1）：1－12, 2020
レス測定の精度の高い生化および心理学的手法をースラインのデータをとり、2017 年 6 月中旬（16用いて検証することで、自殺者数の減少傾向がみ～20 日）に介入（ストレス経験の筆記）を行い、られない、若者（10 代）に効果的なストレス軽減

筆記行為半年後（Post）として 2017 年 12 月 13～

プログラムの開発につなげたいと考える。

16 日に対象者が在籍する大学の生理実験室内で計測を行った。

方法
Ⅰ

対象

Ⅲ

測定項目

寮生活をしている大学 1 年生から被験者を募

１．唾液中のクロモグラニン A（CgA）濃度

集し、応募者 107 名からストレスを感じている 42

種々のストレス環境を提示した際の唾液中の名を抽出した（平均年齢 18.5 ± 0.6 歳）。抽出方法

CgA 濃度の変化を調べ、コルチゾールやカテコーには以下の基準を使用した。

ルアミンの濃度変化と比較した結果、唾液中 CgA

被験者がストレスを抱えているかどうかのスクが精神的ストレスの指標として使用できるとされリーニング基準ている（中根、1999）。唾液採取は起床後 30 分以

気分プロフィール検査：POMS (Profile of Mood

内（食事摂取前）に、室内で行った。サリベット

States)の 6 項目それぞれの T 得点が以下の問題を（ザルスッタット株式会社）のフタを取り、ホル示す基準に 3 つ以上当てはまる場合に被験者としダー内の綿を取り出し、その綿を口の中へ入れてて採用した（横山ら、2002）。問題のないレベルの

正確に１分間よく噛みながら、唾液を綿へ十分に

得点は 40～60 点未満である。また、被験者は向精浸み込ませて採取した。唾液中 CgA 濃度は YK070

神薬等の服用を現在行っていないことも条件としヒト・クロモグラニン A EIA キットにて測定し，た。なお、抽出された被験者を、自分自身のストレ唾液中総蛋白濃度（Bradford 法）当たりで表した

ス経験を 1 日 12 分・連続 5 日筆記するストレス筆（Yanaihara ら、1999）。

記群（男子 13 名、女子 8 名、平均年齢 18.5 ± 0.5

２．唾液アミラーゼ活性歳）と、24 時間の行動予定を同様に筆記する対照

唾液アミラーゼはストレスを受けることによ群（男子 13 名、女子 8 名、平均年齢 18.5 ± 0.7 歳）

る交感神経系の直接的な作用の一つとして分泌すにランダムに分けた。

ると考えられている（Yamaguchi ら、2006）。唾液⚫

T-A：緊張－不安（Tension-Anxiety）←60 点の測定は起床後 30 分以内（食事摂取前）に、室内以上で行った。唾液採取用のチップを口腔に挿入し 30

D：抑うつ－落込み（Depression-Dejection）

秒間舌下から唾液を採取し、唾液アミラーゼモニ←60 点以上

ター©（ニプロ株式会社）を用いて唾液アミラー

A-H：怒り－敵意（Anger-Hostility）←60 点

ゼ活性を測定した。唾液アミラーゼ活性は唾液中

以上のアミラーゼがチップの試験紙に含まれる α-２-⚫

V：活気（Vigor）←40 点以下

クロロ４-ニトロフェニル-ガラクトピラノシルマ⚫

F：疲労（Fatigue） ←60 点以上

ルトサイド (Gal-G2-CNP)を加水分解し、２-クロ⚫

C：混乱（Confusion）←60 点以上

ロ-４-ニトロフェノール (CNP)を生成する。生成⚫
⚫

した CNP による試験紙の反射光強度変化を本体
Ⅱ実験期間と実施場所

で測定しアミラーゼ活性値（KU/I）に換算する。

2017 年 5 月 25～29 日に筆記行為前（Pre）のベ

３．気分プロフィール検査：POMS (Profile of Mood3

中井States)

定度、唾液アミラーゼ活性）・心理学的（気分プロフ

POMS は McNair（1971）らによって主に精神疾ィール調査 POMS、状態－特性不安検査 STAI）手患を診断する目的で開発されたテストである。65法を用いて各群の 5 日間の筆記行為の前（Pre）、の形容詞を用いた質問項目によって構成されてい筆記行為半年後（Post）の状態を計測した（図１）。

る。これまでも、医療・看護・福祉・カウンセリ
ングで患者の気分の状態を知るためや、個人／集

Ⅴ

統計処理

団のスクリーニング、そして治療や介入プログラ

各計測した値は“平均値 ± 標準偏差”で示した。

ムの効果のモニタリング、職員のストレスマネジ

CgA 濃度の筆記行為実施前、半年後の値の比較にメントに活用されている（Hermele ら、2007）。ス

は paired t-test、POMS・STAY の得点は Wilcoxon

ポーツ界では選手の疲労度チェックやコンディシの符号付き順位和検定を用い検討した。本研究に

ョン調整、そしてオーバートレーニングの予防における統計的有意水準は５％とした。

多く活用されてきている（西村、1998；小沢と松田、1997）。POMS テストは 65 の各質問に対して

Ⅵ

倫理的配慮

それぞれ 5 段階評価させることにより 回答を得

本研究の趣旨を説明し得られた個人情報は個人る方法である。心理調査用紙 POMS による調査はが特定されることなく、本研究以外に一切使用し過去 1 週間のあいだの気分をきいており、生化学

ないことを伝え、同意が得られた。本研究は東京的指標として唾液採取する前日から 4 日前の午後

理科大学倫理委員会の承認を得ている。

４～６時に室内で実施した。POMS は T-A：緊張－不安（Tension-Anxiety）、D：抑うつ－落込み（Depression-Dejection）、A-H：怒り－敵意（AngerHostility）、V：活気（Vigor）、F：疲労（Fatigue）、
C：混乱（Confusion）の 6 項目に分類され得点化される。
４．状態－特性不安検査：STAI （Sate −Trait Anxiety
Inventory）
STAIはSpielberger, C. D（1970）により作成された不安尺度を，肥田ら（2000）が日本の文化的要因を考慮して開発した日本語最新版の尺度である。心理調査用紙STAIによる調査は午後４～６時に室内で行った。状態不安は調査時の不安の強さ示し、特性不安は、一過性の不安ではなく性格特性としての不安になりやすさを示している。この不安尺度は5段階であらわされ、不安が強いほど高い値で示される。
Ⅳ

図1

測定場所スケジュール
生化学的（唾液中クロモグラニン A（CgA）濃4

実験手順

養生学研究 13（1）：1－12, 2020
結果Ⅰ唾液中の CgA 濃度の筆記行為前（Pre）、筆記行為開始半年後（Post）の変化：精神的スト
レス指標
対照群、ストレス筆記群のそれぞれの群間の筆記行為前（Pre）、筆記行為開始半年後（Post）の CgA 濃度（pmol-CgA/mg-protein）の値は、それぞれ 4.0 ± 1.9、5.2 ± 3.9 と 3.5 ± 1.9、4.0 ± 1.8で統計的有意差は両群とも認められなかった（図2）。

図 3 筆記行為前（Pre）、筆記行為開始半年後（Post）の唾液アミラーゼ活性の値（対照群 n=21、ストレス筆記群 n=21）
Ⅲ

気分プロフィール調査 POMS の値（T-得点）の筆記行為前（Pre）、筆記行為開始半年後（Post）の値
対照群、ストレス筆記群のそれぞれの群間の筆記行為前（Pre）、筆記行為開始半年後（Post）の T-A：緊張－不安（Tension-Anxiety）の値はそ
れぞれ 65.7 ± 13.5、62.0 ± 12.0 と 64.8 ± 8.9、59.5

図 2 筆記行為前（Pre）、筆記行為開始
半年後（Post）の CgA 濃度の値（対照群n=21、ストレス筆記群 n=21）± 10.8 でストレス筆記群のみ統計的有意差が認められた（p < 0.05）（図 4）。同様に D：抑うつ－落込み（Depression-Dejection）の値はそれぞれⅡ唾液アミラーゼ活性の筆記行為前（Pre）、65.1 ± 11.3、63.8 ± 12.1 と 68.5 ± 10.2、63.7 ± 12.4

筆記行為開始半年後（Post）の値：交感神経活で両群の得点に統計的有意差は認められなかった動の指標（図 5）。A-H：怒り－敵意（Anger-Hostility）の対照群、ストレス筆記群のそれぞれの群間の値はそれぞれ 57.1 ± 15.2、58.6 ± 13.7 と 62.2±

筆記行為前（Pre）、筆記行為開始半年後（Post）

11.2、60.4 ± 16.1 で両群の得点に統計的有意差はの唾液アミラーゼ活性（KU/l）の値は、それぞれ認められなかった（図 6）。V：活気（Vigor）の33.1 ± 21.9、25.9 ± 16.0 と 37.6 ± 34.9、28.5 ± 19.8

値はそれぞれ 43.8 ± 13.6、43.4 ± 8.4 と 40.6 ±で統計的有意差は両群とも認められなかった（図5.8、47.0 ± 11.6 でストレス筆記群のみ統計的有3）。

意差が認められた（p < 0.05）（図 7）、F：疲労（Fatigue）の値はそれぞれ 62.5 ± 11.9、61.9 ±

5

中井

定

図 4 筆記行為前（Pre）、筆記行為開始半年後（Post）の T-A：緊張－不安（TensionAnxiety）の値（対照群 n=21、ストレス筆記群 n=21、* p < 0.05）

図 5 筆記行為前（Pre）、筆記行為開始半
年 後 （ Post ） の D ： 抑 う つ － 落 込 み（ Depression-Dejection ） の 値 （ 対 照 群
n=21、ストレス筆記群 n=21）

図 6 筆記行為前（Pre）、筆記行為開始
半年後（Post）の A-H：怒り－敵意（AngerHostility）の値（対照群 n=21、ストレス
筆記群 n=21）

図 7 筆記行為前（Pre）、筆記行為開始半年後（Post）の V：活気（Vigor）の値（対照群 n=21、ストレス筆記群 n=21、 * p <0.05 ）
6

養生学研究 13（1）：1－12, 2020

図 9 筆記行為前（Pre）、筆記行為開始半年後（Post）の C：混乱（Confusion）の値（対照群 n=21、ストレス筆記群 n=21、* p < 0.05 ）図 8 筆記行為前（Pre）、筆記行為開始
半年後（Post）の F：疲労（Fatigue）の値（対照群 n=21、ストレス筆記群 n=21）
11.5 と 65.5 ± 8.2、62.2 ± 11.9 で両群の得点に統計的有意差は認められなかった（図 8）。C：混乱（Confusion）の値はそれぞれ 68.6 ± 13.7、62.9± 12.0 と 70.1 ± 7.7、61.2 ± 13.0 でストレス筆記群には有意ではないが高い傾向が認められた（p <0.1）（図 9）。
ⅣSTAI の値の筆記行為前（Pre）、筆記行為開始半年後（Post）の値
対照群、ストレス筆記群のそれぞれの群間の筆記行為前（Pre）、筆記行為開始半年後（Post）の状態不安（調査時の不安の強さ）の値はそれぞれ 3.4 ± 0.9、2.9 ± 1.1 と 3.5 ± 0.9、3.4 ± 1.0 で両群に統計的有意差が認められなかった（図10）。同様に特性不安（一過性の不安ではなく性

図 10 筆記行為前（Pre）、筆記行為開始半年後（Post）の状態不安（調査時の不安の強さ）の値（対照群 n=21、ストレス筆記群 n=21）

格特性としての不安になりやすさ）の値はそれぞれ 4.1 ± 0.9、3.9 ± 1.0 と 4.1 ± 0.6、3.6 ± 1.1 でス
トレス筆記群のみ統計的有意差が認められた（p< 0.05）（図 11）。

7

中井

定

ストレス関連物質の濃度変化を引き起こすことはなかった。ストレス経験の筆記によるストレス軽減効果の検証に唾液中のストレス関係物質の濃度・活性変化を用いることは、今後さらなる検討が必要と考える。
一方、気分プロフィール調査用紙である POMSの結果では、今回のストレス経験の筆記（自分自身のストレス経験を 1 日 12 分・連続 5 日間筆記）では、T-A：緊張－不安（Tension-Anxiety）、
V：活気（Vigor）、C：混乱（Confusion）のストレス筆記群のみ筆記行為前（Pre）、筆記行為開始
半年後（Post）の値に統計的有意差が認められ、緊張－不安、活気、混乱状況が、ストレス経験の筆記によって改善したことが示された（p <0.05）。このように通学・食事等の生活環境が比較的均一な寮生活者である被験者を対象にストレ

図 11 筆記行為前（Pre）、筆記行為開始半年後（Post）の特性不安（一過性の不安ではなく性格特性としての不安になりやすさ）の値（対照群 n=21、ストレス筆記群 n=21、* p < 0.05）

ス経験の筆記に、若者のストレス軽減効果があることを示唆したことは意義深いと考える。確かに、否定的な問題や感情を他者に伝える事でストレスが軽減したり、否定的な感情が低減したりす

考察ることが知られている（丸山と今川、2001；川本研究では、全体的に自殺者が減少している現

西、2008）。しかし否定的な問題や感情を他者に在でも減少傾向を示さない若者（寮生活をしてい伝える自己開示に対して抵抗感を持ち、自己開示

る大学 1 年生）に対して、ストレス経験の筆記のをしない、もしくはできない者がいることも報告

ストレス軽減効果の有用性を生化・心理学的手法

されている（遠藤、1994）。このような自己開示を用いて検証した。

に対して抵抗感を持つ者にとって、ストレス経験

その結果、筆記行為の前後（寮生活初期から半の筆記を他人に見せる必要がなく、ストレス軽減年間）で唾液中に含まれる CgA 濃度は、ストレ効果があるという本研究の結果は、重要な意味をス筆記群と対照群の両群において統計的に有意な持つと考える。また、このストレス経験の筆記に変化は示されなかった。唾液中のアミラーゼ活性は特別な装置を必要とせず、紙と筆記用具だけあの変化も同様に筆記行為の前後で有意な変化は観れば実施可能な為、汎用性が高いストレス軽減法

察されなかった。CgA 濃度は肉体的ストレスでといえる。ストレスを抱えている人の多くはマイは変化せず、精神的ストレスのみ反応し濃度は上

ナス思考であり、マイナス思考の人の特徴として

昇するとされている。唾液中のアミラーゼはスト

自己主張ができない、そして他人からの評価を気レスを受けることによる交感神経系の直接的な作にすることが知られている（高井と中井、用の一つとして分泌すると考えられている。今回

2017）。自己主張できない、他人からの評価を気の結果ではストレス経験の筆記がこれら唾液中のにする者にとって自分自身のストレス経験を他人
8

養生学研究 13（1）：1－12, 2020に表出することはハードルの高い行為といえる。

矛盾がないと考える。また今回実施したストレス

今回のストレス軽減法は筆記内容を他人に見せる

経験の筆記にストレス軽減効果があることが 2 種必要がないことから、人間関係がうまく築けず誰

類の心理調査によって示されたことは、余語と尾にも相談できない人や、友人はいてもどうしても上（2007）や、伊藤ら（2009）の実験結果と類似

他人に相談することが苦手なストレスを溜めやすしていることからも，若者に対し本実施方法が効いマイナス思考の者にとって非常に汎用性の高い

果的なストレス軽減プログラムになりうることを方法と考えられる。

示唆していると言える。

我々の今までの研究（中井と高井、2016）では、低頻度の継続的なストレス経験の筆記（月にまとめと今後の課題

1 回を 4 ヶ月）のストレス軽減効果は示されなか

本実験によって、若者にとってストレス経験のったと報告していたが、今回の連続 5 日間筆記す筆記（1 日 12 分・連続 5 日間）は緊張－不安、る短期集中型の実施方法は異なる結果となった。

活気、混乱、そして特性不安（一過性の不安では

これはストレス経験の筆記頻度の違いによる影響

なく性格特性としての不安になりやすさ）が改善であった可能性があり、ストレス経験の筆記は 1

することから、有用なストレス軽減法として示唆

ヵ月に 1 回を数カ月続けるより、数日連続して短された。

期間に実施するとストレス軽減効果が高い可能性

今回、本実験で用いた方法は自分自身の筆記内があると示唆された。今後、効果的なストレス軽容を他人に開示する必要はないとはいえ、過去の減プログラムの開発にはストレス経験の実施頻度

ストレス経験を思い出すことは一時的に個人の情の検討も必要であると考える。

動反応を悪化させてしまう危険性はゼロではな

また短期集中のストレス経験の筆記は、ストレい。そのため、より実施者に負担感が少ない方法

ス筆記群の筆記行為前（Pre）と筆記行為開始半として「経験したネガティブなライフイベントか

年後（Post）に統計的有意差が認められたことか

ら獲得した主観的な利益を筆記することで，心身ら（p < 0.05）、特性不安（一過性の不安ではなくの健康の向上に正の効果を与えようとする介入法

性格特性としての不安になりやすさ）の改善に効（Writing about the Perceived Benefits of Traumatic

果があることが示唆された。STAI の結果からもevent：以下 WPBT とする）」が開発されている

ストレス経験の筆記は心の健康状態の維持に寄与（King and Miner、2000）。国内では羽鳥らする方法であることが推察される。一方、ストレ（2013）が大学生の WPBT の精神的健康に及ぼス筆記群の筆記行為前（Pre）、筆記行為開始半年

す効果検討しており、WPBT のポジティブな効後（Post）の状態不安（調査時の不安の強さ）の果を、心理調査用紙を用いた研究で報告してい値には統計的有意差が認められなかった。

る。ただ、WPBT に介入効果がなく、ストレス

POMS は過去 1 週間のあいだの気分をきいたも経験の筆記のみストレス軽減効果があるとの報告のであり、STAI でいえば状態不安（調査時の不もある（庄子と余呉、2006、Shoji ら、2007）。ス

安の強さ）ではなく、特性不安（一過性の不安でトレス軽減法として今回のストレス経験の筆記とはなく性格特性としての不安になりやすさ）の項

比較し WPBT のストレス軽減効果がどの程度あ目に近いと考えられる。今回 POMS によってスるのか更に検討することが必要と考える。そうす

トレス経験の筆記にストレス軽減効果が示されたることで若者に負担が少なく汎用性が高い効果的

結果と、STAI の特性不安が改善された結果にはなストレス軽減プログラムの開発につながると考
9

中井

える。

定

川西千弘（2008）

以上のような課題が残されているが、本研究は被開示者の受容・拒絶が開示者に与える心理的影響：開示者・被開示者のストレス経験の筆記のストレス軽減効果を、全寮

親密性と開示者の自尊心を踏まえて生活者の若者を被験者にして実証的に示したこと

理学研究 23（3）：221－232．

は意義があると考える。

川上憲人（2006）

社会心

世界のうつ病,日本のうつ病--

疫学研究の現在. 医歯薬出版、東京

219(13)：925－929.
謝意

川上憲人（2007）

今回の実験に協力していただいた被験者の皆様

こころの健康についての疫学調査に関する研究．
「こころの健康についてのに深く感謝いたします。なお、本研究は JSPS 科研

疫学調査に関する研究」総合研究報告書

費 JP15K01664 の助成を受けたものです。

21．

1－

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中井2019 年 8 月 1 日 受付
2020 年 2 月 11 日受理

12定養生学研究 13（1）：13－26, 2020

【研究資料】

朝の自覚的目覚め度に影響を及ぼす因子について
滝沢宏人 1

渡邊奈々2

天野勝弘 3, 4

The factors affecting subjective awakening level in the morning
Hiroto Takizawa 1, Nana Watanabe 2, Katsuhiro Amano 3, 4

Abstract
In our previous studies, we have shown that making bedtime earlier improves subjective awakening
level (SAL) in the morning. We used in this study the Visual Analogue Scale method for estimating SAL to
examine its relationship to bedtime more closely. In addition, we investigated factors affecting bedtime andfactors, other than bedtime, influencing SAL. As a result, we observed again a close relationship between
bedtime and SAL in the morning. The results show that exercise frequency affects bedtime and that SAL has
an influence on breakfast intake. Our results also suggest that fluctuations in bedtime within one week may
affect SAL. We claim that intervention to keep early bedtime should be important, (particularly for female
students) as it is known that sleep disturbances have a large impact on their lifelong wellness.
キーワード：目覚め度

就寝時刻

運動頻度

就寝変動

緒言

朝食摂取頻度くすることが有効である可能性が示唆されたので、これまで筆者らは大学生の睡眠に関する研究を

データ数を積み上げさらに詳細な検討を行った

継続してきた。一連の研究では、まず大学生の睡（滝沢、2016；滝沢、2017）。前回の研究（滝沢ら、眠実態を調査し（滝沢ら、2006）、続いて性差にお2019）では、女子のデータを増やすことにより、ける検討を加えた（滝沢、2012）。そこで朝の自覚

男女差の詳細検討を行った。データ数は男子 2578

的目覚め度を高めるためには、就寝時刻をより早

名、女子 2310 名となった。その結果、就寝時刻は

1：愛知大学名古屋体育研究室（Research Center of Physical Education, Aichi University-Nagoya）〒453-8777 愛知県名古屋市中村区平池町 4-60-6, TEL：052-564-6153, FAX：052-564-6253
Mail：takizawa@vega.aichi-u.ac.jp
2：國學院大學（Kokugakuin University, Faculty of Human Development）
3：環太平洋大学 （International Pacific University, Institute of Sports Sciences）
4：スポーツパフォーマンスデザイン（Sports Performance Design）
13

滝沢宏人

男子が女子に比べて 0.3 時間遅く、起床時刻で 0.4ことがあるかを聞き、それが最大何時間ほどの違時間遅かったため、睡眠時間は男子に比べて女子いなのかを調査する。この項目は、斎藤ら（2018）

で 0.1 時間少なくなっていた。また、男女とも睡の、就寝時刻が不規則な女子学生は疲れやすいと眠時間が同じでも、就寝時刻が遅い方が目覚め度の報告から設問することにした。

が低い傾向にあることがわかった。さらに就寝時

4．被検者の属性を起床時睡眠感調査により把握す

刻が同じ場合、睡眠時間が異なっていても目覚める。

度はおおむね同じになる傾向が示された。これら

本研究の設問は、筆者らが独自に考えたものがのことから就寝時刻が睡眠時間よりも朝の自覚的多いが、睡眠研究で確立している起床時睡眠感調

目覚め度に大きく影響することが推測された。顕査を行うことで、対象者の属性を明らかにして議著な男女差が、起床時刻と朝の目覚め度との関係論を進めることとした。

に認められたことから、大学生時期の睡眠におけ5．これまでの研究と同じ大学（文系）の同学年（1る性差は存在すると考えられ、単に違いを明らか

年生）を対象とするが、比較としてスポーツ健康にするだけではなく、その対策を行っていく必要

科学系の大学の男女および理系の大学の男子のデがあるとの提言を行った。朝食摂取頻度についてータも加え、議論の幅を広げる試みを行う。

は、男女とも目覚め度が高いと高くなる傾向が示

そこで、本研究の目的は、上記の視点を踏まえてされた。

朝の自覚的目覚め度に影響を及ぼす因子を明らか

そこで本研究では、これまでの方法を踏襲しつにすることである。

つも、新たな被検者を対象に以下の視点を加えることにより、
これまでの研究を進めることにした。

方法

1．これまでは、朝の目覚め度は 5 段階の回答であⅠったが、さらに細かい差を見るために VAS (Visual

１．オリジナルアンケート（付録 1）

アンケート
質問項目の選択肢は、これまでの研究を踏襲し、Analog Scale)法を用いる。これは、一般社団法人
日本睡眠改善協議会が提言している「自作の VAS

筆者が独自に考えたものである。

と組み合わせるとより効果的に睡眠を評価でき（１）普段の就寝時刻（選択肢数：8）る」との意見を参考にしたものである（一般社団

21 時前、21 時～22 時、22 時～23 時、23 時～24

法 人 日 本 睡 眠 改 善 協 議 会 OSA 睡 眠 調 査 票 版

時、24 時～1 時、1 時～2 時、2 時～3 時、3 時以

http://www.jobs.gr.jp/osa_ma.html）。

降の選択枝の中から回答する。データ処理では、

2．
就寝時刻を早めるための因子として運動の頻度それぞれを 20.5 時、21.5 時、22.5 時、23.5 時、24.5について調べる。小田ら（2001）の、習慣的に運時、25.5 時、26.5 時、27.5 時と表記した。

動を行っている学生に対し，健康維持という観点（２）普段の起床時刻（選択肢数：6）から自分の運動頻度の程度を評価させた結果，「適

6 時前、6 時～7 時、7 時～8 時、8 時～9 時、9 時当である」または「少なすぎる」と回答した学生～10 時、10 時以降の選択枝の中から回答する。デの睡眠は概ね良好であったという報告を参考としータ処理では、それぞれを 5.5 時、6.5 時、7.5 時、た。また、男子に比べ、睡眠に関して問題をもつ

8.5 時、9.5 時、10.5 時と表記した。

女子大学生は，定期的運動習慣のある者の割合が（３）普段の朝の目覚め度低いとの報告も参考とした（佐々木ら、2013）。

VAS (Visual Analog Scale)法を利用した。10cm の線

3．就寝時刻以外に目覚め度を高める因子として、分の左端を全然眠くない（眠気 0％）とし、右端

通常の１週間の中で就寝時刻が１時間以上異なるを非常に眠い（眠気 100％）とし、その間に主観

14

養生学研究 13（1）：13－26, 2020
的（視覚的）に印を入れるものである。

Ⅲ（４）普段の朝食摂取頻度（選択肢数：5）

統計分析
相関はピアソンの積率相関係数を算出し、相関

毎日食べる、ほぼ毎日食べる、時々食べる、ほとの有意性検定により有意水準は 5％とした。3 群おんど食べない、全く食べない、の選択肢の中からよび 3 項目以上の差の検定には分散分析及び多重回答する。

比較検定を実施した（Excel）。2 群間（男女差）（５）普段の運動の頻度（選択肢数：4）の検定には t 検定を用いた。有意水準はともに 5％

週に 5 日以上、週に 3～4 日、週に 1～2 日、週とした。

に 0 日の選択肢の中から回答する。
（６）就寝変動：通常の１週間の中で就寝時刻がⅣ

アンケートの実施に際しての注意点

１時間以上異なることがあるか。あるとすればそ

個人情報の取扱の説明をした上で、無記名によれは何時間ほどか（例えば月曜 23 時、金曜 2 時なる回答とし、同意した者のみに回答するようにし、らば 3 時間となる）（選択肢数：4）

人道擁護に配慮した。このアンケートの実施は愛異ならない、１時間程度、2 時間程度、3 時間以

知大学の「人を対象とする研究に関する倫理審査

上の選択肢の中から回答する。

委員会」の審査を受け、承認されたものである（承２．起床時睡眠感アンケート（山本ら、1999）

認番号

人倫承 2018-6）。

アンケート対象者がどのような睡眠感をもつ
集団かを調べるため起床時睡眠感アンケートを実結果施した。値は偏差値で表され、一般成人の平均的Ⅰな状態が 50 となっている。

表 2 には起床時睡眠感調査の結果が示されてい調査に用いたアンケート原簿を巻末に添付したる。全体的に本研究の被検者は平均以下の起床時（付録 2）。

睡眠感を示していた。さらに黄色のハイライトは起床時睡眠感調査

45 以下の特に悪い状態の因子である。すべての大Ⅱ

対象者

学の男子、女子共に因子Ⅰ（起床時眠気）の値がアンケート対象者は、A 大学の科目名「スポー該当している。男子にはすべての因子で大学間差ツ・健康演習」（必修）の授業履修者（大学 1 年生は認められなかったが、女子では因子 V (睡眠時文系）男子 352 人、女子 372 人、Ｋ大学の大学 1間)に有意差(p<0.05)が認められた。性差は A 大学年生（スポーツ健康科学系）男子 44 人、女子 23

で因子ⅠおよびⅡ(p<0.01)、Ⅴ（p<0.05）に認めら

人、Ｔ大学の大学 1 年生（理系）男子 37 人であっれたが、K 大学ではすべての因子で有意差はなかた。アンケートの実施時期は 2018 年 10 月であっった。

た。対象者の人数、平均年齢、標準偏差は表 1 の通りである。
男子

女子

表1

Ⅱ

アンケートの集計結果

A 大学

352名

19.2±0.6歳

アンケートで答えられた結果の男女別平均値と

Ｋ大学

44名

19.4±0.6歳

標準偏差を表 3（男子）および表 4（女子）にまと

Ｔ大学

37名

20.6±0.6歳

めた。

A 大学

372名

19.1±0.4歳

Ｋ大学

23名

19.3±0.8歳

対象者の人数、平均年齢、標準偏差
15

滝沢宏人

表2

起床時睡眠感調査
男子
A 大学
平均

女子

K 大学

標準偏差

平均

T 大学

標準偏差

平均

A 大学

標準偏差

平均

K 大学

標準偏差

平均

標準偏差

因子Ⅰ（起床時眠気）

4 3 .88 .3

4 2 .77 .4

4 3 .27 .7

4 2 .08 .7

4 3 .2

7 .6

因子Ⅱ（入眠と睡眠維持）

4 7 .78 .2

4 6 .78 .7

4 6 .88 .8

4 9 .98 .8

5 0 .08 .8

因子Ⅲ（夢み）4 8 .110 .9

4 9 .49 .1

4 9 .012 .3

4 9 .510 .3

5 2 .2

7 .0

因子Ⅳ（疲労回復）

4 6 .19 .1

4 6 .88 .2

4 6 .47 .3

4 5 .08 .5

4 5 .68 .8

因子Ⅴ（睡眠時間）

4 7 .210 .2

4 6 .17 .4

4 3 .19 .8

4 5 .610 .5

4 4 .48 .5

5 因子平均4 6 .6

表3

4 6 .44 5 .74 6 .44 7 .1

男子のアンケート結果（上段：平均、下段：標準偏差）
年齢

就寝時刻

起床時刻

睡眠時間

目覚め度

朝食摂取頻度

運動頻度

就寝変動

（歳）

（時）

（時）

（時間）

（％）

（*1）

（*2）

（*3）

A大学

19.18

24.72

7.41

6.67

34.65

1.98

3.07

2.3

352名

0.61

1.05

1.03

1.21

24.51

1.24

0.87

0.86

K大学

19.35

24.3

6.75

6.45

38.47

1.86

1.57

2.36

44名

0.55

0.93

0.84

1.11

21.56

1.17

0.79

0.84

T大学

20.55

24.5

6.96

6.46

38.35

2.73

2.92

2.68

37名

0.6

1.03

1.19

1.35

22.12

1.5

0.6

0.82

Ｆ値

81.6183.647

10.357

1.051

0.535

6.334

62.3783.176

ｐp <0.001

p <0.05

p <0.001ns

ns

p <0.01

p <0.001

p <0.05

表4*1

１－毎日食べる ２－ほぼ毎日食べる ３－時々食べる ４－ほとんど食べない ５－全く食べない*2

１－週５日以上 ２－週３～４日*3

１－異ならない ２－１時間程度 ３－２時間程度 ４－３時間以上

３－週１～２日 ４－週０日

女子のアンケート結果（上段：平均、下段：標準偏差）
年齢

就寝時刻

起床時刻

睡眠時間

目覚め度

朝食摂取頻度

運動頻度

就寝変動

（歳）

（時）

（時）

（時間）

（％）

（*1）

（*2）

（*3）

A大学

19.07

24.46

6.95

6.49

33.68

1.64

3.49

2.18

372名

0.41

0.99

0.97

1.19

22.99

1

0.68

0.79

K大学

19.27

24.76

6.63

5.87

36.61

1.35

2.27

2.27

23名

0.76

0.86

0.69

1.22

22

0.49

0.63

0.63

Ｆ値

-1.291-1.622

2.112

2.362

-0.619

2.539

7.517

-0.656ns

ns

p <0.05

p <0.05ns

p <0.01

p <0.001nsｐ*1

１－毎日食べる

２－ほぼ毎日食べる*2

１－週５日以上

２－週３～４日*3

１－異ならない

２－１時間程度

３－時々食べる

３－週１～２日
３－２時間程度

４－ほとんど食べない

４－週０日
４－３時間以上

16５－全く食べない養生学研究 13（1）：13－26, 2020

表5

男女差（男子 3 大学と女子 2 大学）の検定（t 検定）

P

就寝時刻

起床時刻

睡眠時間

目覚め度

朝食摂取頻度

運動頻度

就寝変動

P<0.01

P<0.001

P<0.05ns

P<0.001

P<0.001

P<0.01

男女ごとに一変量の分散分析により大学間の差

目覚め度（％）は，VAS 法によって得られた値で、をみたところ、男子は睡眠時間および目覚め度以

全然眠くない（眠気 0％）を朝の目覚め度 100％と外に有意差が認められた。女子は年齢、就寝時刻、してある。男女ともに就寝時刻が遅くなるに従っ

目覚め度、就寝変動以外に有意差が認められた。

て、目覚め度は低くなっていくことが示された。

また、男女差（男子 3 大学と女子 2 大学）の検定

分散分析の結果、男女ともに就寝時刻の違いが朝結果が表 5 に示されている。目覚め度以外に有意の目覚め度に有意な差をもたらしていた（男子

な性差が認められた。

F=9.361、女子 F=7.504

ともに p<0.001）。比較と表 3 および 4 における A 大学についてみてみる

して調査したスポーツ健康科学系の K 大学の男女と、男子は就寝時刻 24.72 時、起床時刻 7.41 時、および理系の T 大学の男子における就寝時刻と目

これらの値から算出した睡眠時間は 6.67 時間で覚め度との関係は、K 大学の女子では就寝時刻のあった。一方、女子は就寝時刻 24.46 時、起床時

違いが朝の目覚め度に有意な差をもたらしていた

刻 6.95 時、睡眠時間 6.49 時間であった。VAS 法が(F=10.13によって求められた朝の自覚的目覚め度は、全然差は認められなかった。

p<0.001)、2 つの大学の男子は有意な眠くない（眠気 0％）を 100％としたとき（したが図 2 は、A 大学の睡眠時間が７時間の場合の就って値が高いほど目覚め度が高いことになる）、男

寝時刻と目覚め度の関係を示している。7 時間と女それぞれ 34.65％、33.68％であった。朝食摂取

いう値は今回の対象者の平均睡眠時間に近い値で頻度は男子が 1.98 で、ほぼ毎日食べているに相当ある。睡眠時間が同じでも、前述した図１と同じする値を示した。一方、女子は 1.64 で男子より摂ように就寝時刻が遅くなるに従って、目覚め度は取の頻度が高かった。運動頻度は男子が 3.07 でお低くなっていくことが男子において示された

およそ週 1～2 日に相当し、女子は 3.49 で男子よ（F=7.02

り頻度が少なかった。１週間の中で就寝時刻がどり、就寝時刻の違いによる目覚め度の違いは示さの程度異なるかを見たところ、男子は 2.30、女子れなかった。

p<0.01）。しかし女子は男子とは異なは男子より異なる程度が小さく 2.18 という結果であった。さらにすべての大学のデータを合算してみたところ、男子 3 大学平均は 2.34、女子 2 大
学平均は 2.19 となり 1%水準で女子の方が有意に就寝変動が少ない結果となった。
Ⅲ

朝の自覚的目覚め度に影響を及ぼす因子

１．就寝時刻図１は就寝時刻と朝の自覚的目覚め度との関係を
図1

A 大学について図示したものである。縦軸の朝の17就寝時刻と朝の目覚め度との関係

滝沢宏人

Ⅴ

各項目の関係

アンケート項目間の相関が表 6（男子）および表
7（女子）に示されている。有意な相関（p<0.05）がみられたものは黄色で色づけされている。データは A 大学のみを用いている。ここで、就寝時刻が最も多くの項目と相関しており、同時に関係性（相関係数）も高いものが多かった。女子では運動頻度は睡眠にはほとんど関係していなかった。
一方、就寝変動は女子の方が睡眠への影響は大き
図2

就寝時刻と朝の自覚的目覚め度かった。

（男子女子 A 大学）（睡眠時間が７時間の場合）
考察
２．1 週間中の就寝時間の変動と自覚的目覚め度

起床時睡眠感調査で明らかになったように、本との関係研究の対象者は睡眠状態があまり思わしくない集

図 3 は就寝時刻の変動と朝の自覚的目覚め度と団である。このことは、大学生を対象としているの関係を A 大学で見たものである。変動が大きい

先行研究から推察すると、大学生の特徴と考えらと目覚め度が低くなるという傾向が女子についてれる（佐々木ら、2013；斉藤ら、2018；福田ら、のみ認められた。

2017；杉田ら、2012；三宅ら、2015；坂本、2009；
黒川と石村、2013；成田と渡辺、2015；富田、
2007；八尋と加來、2003）。そこで、本研究では睡眠における大学生の特徴を持った文系の大学生という集団についての研究ということで議論を進めていくことにする。
Ⅰ

朝の自覚的目覚め度に影響を及ぼす因子の

検討
１．
図 3

就寝時刻の変動と朝の自覚的目覚め度との就寝時刻（１）朝の自覚的目覚め度に影響を及ぼす因子と関係（A 大学）

しての就寝時刻
これまでの研究で述べてきたように、朝の自覚

Ⅳ

朝の自覚的目覚め度と朝食摂取頻度との関的目覚め度に大きく影響を及ぼしているのは就寝時刻であった（滝沢、2016；滝沢、2017；滝沢ら、係
目覚め度と朝食摂取頻度の相関を A 大学で見2019）。本研究でも表 6（男子）および表 7（女子）p<0.01）および女子にみられるように、男女とも両者の相関が最も大たところ、男子（r=0.163（r=0.140p<0.01）ともに、目覚め度の上昇にきかった（男子 r=0.271、女子 r=-0.204

ともに従って朝食摂取頻度が有意ではある低い関係性がp<0.001）。また、男女ともに、就寝時刻が遅くな示された。

るにしたがって朝の目覚め度が有意に低下することが確かめられた（図１）。本研究では、朝の目覚

18

養生学研究 13（1）：13－26, 2020

表6

アンケート項目間の相関（男子）
目覚め度

就寝時刻

起床時刻

睡眠時間

運動

就寝時刻

-0.271

起床時刻-0.151

0.361

睡眠時間

0.088

-0.5620.545

運動-0.109

0.150

0.110

-0.037

就寝変動-0.133

0.128

0.099

-0.0220.118

朝食摂取頻度-0.163

0.301

0.326

0.027

0.017

表7

就寝変動

0.178

アンケート項目間の相関（女子）
目覚め度

就寝時刻

起床時刻

睡眠時間

運動

就寝時刻

-0.204

起床時刻-0.079

0.264

睡眠時間

0.104

-0.5990.596

運動-0.061

0.039

0.008

-0.033

就寝変動-0.188

0.250

0.139

-0.0930.030

朝食摂取頻度-0.1400.236-0.049-0.049

0.057

就寝変動

0.125

め度を前報告の 5 段階による質問から VAS 法に

そこで A 大学の睡眠時間が７時間の場合の就変えたことにより、このような相関分析が精密に寝時刻と目覚め度の関係を見た（図 2）。先行研究行えるようになった。表 6 および表 7 についても（滝沢、2017）において 6 時間～8 時間でも同様

同様のことがいえる。

の分析を行ったところ、7 時間と同じ傾向になっ

前報（滝沢ら、2019）でも報告したように、たので、今回は 7 時間のみ示すことにする。男子

大学生の睡眠実態に関する研究は多く、睡眠が健では就寝時刻が遅くなるにしたがって目覚め度は康に及ぼす影響についての報告（成田と渡辺、

有意に低下することが確かめられた（F=7.020

2015；松田ら、2012；三宅ら、2015；長根、2015）

p<0.01）。しかし女子は男子とは異なり、就寝時

や生活、学力や心身との関係を調べた研究（不登刻の違いによる目覚め度の違いは示されなかった。

校：黒川と石村、2013；性差：佐々木ら、2013、

我々の先行研究（滝沢ら、2019）では女子についその他：長根、2015；富田、2007）もある。しかても上記関係が示されているが、本研究では示さしながら、就寝時刻が睡眠にとってとても重要でれなかった。この点については今後追究していかあるという報告は見あたらない。我々の一連の研なければならないと考えている。

究はこの点を深めていくことにある。
19

滝沢宏人

p<0.01）ことが示された。一方男子（２）就寝時刻に影響を及ぼす因子としての運動（F=5.476

頻度では、両者の相関はあるものの、就寝時刻の変動

朝の自覚的目覚め度に影響を及ぼす因子としての大きさと目覚め度に有意差を認めなかった。この就寝時刻は何に影響されているのか。これにつのことは、K 大学と T 大学の男子も、就寝時刻のいて今回は普段の運動頻度との関係を見てみた。

変動と他の項目とには関係が認められなかったが、

表 6（A 大学男子）から、運動頻度は就寝時刻、

K 大学の女子は就寝時刻の変動と就寝時刻とに関

起床時刻そして目覚め度と相関があった。
しかし、係があった。以上のことから、就寝時刻の変動は

相関係数は低く、軽度の関係としかいえないもの

他の項目との相関係数の値も全体的に男子よりもであった。一方女子では、どの項目とも相関は認女子の方が大きく、女子において男子より睡眠状

められなかった。参考に調べたＫ大学と T 大学で態への影響が大きいと考えられる。しかし、先のは、男子において普段の運動頻度と就寝時刻とに

運動頻度と同様、相関係数値は高くないことから、有意な関係が見られたが、起床時刻および目覚め

就寝時刻を一定期間連続的に記録し、その変動を度には有意な相関は認められなかった。一方 K 大

集計するなどして分析の精度を高めたいと考える。

学の女子では就寝時刻にのみ相関が認められた。

Bailey, M. と Silver, R.（2014）は、概日リズム

女子における A 大学と K 大学の結果の違いは、Kが性で分化していると指摘している。また Duffy,

大学がスポーツ健康科学系（カリキュラムに運動

J.F.ら(2011)は、メラトニンと体温の概日リズム

実践含まれる）のためかもしれないが、データ数

は、ほぼ同じで変動がない就寝時間と覚醒時間をを A 大学並みに増やすなどして検討を重ねる必要

維持する場合でも、男性よりも女性の方が早い時があると考えている。

間に設定されていると述べている。さらに Santhi,

これらのことから男子においては、就寝時刻に影N.ら（2016）は、強制的に概日リズムを崩すと、響を及ぼす因子の１つとして、運動頻度が上げら

女性で朝のパフォーマンスに大きな影響が出るこれる可能性はあるが、明確に結論づけられるようとを報告している。とくに、正確性は最も大きなな関係は認められなかった。そこで、運動につい性差を示したという。斎藤ら（2018）は、女子大ては、時間、強度、種類などの調査を加えたり、学生においては朝食摂取の有無、就寝時間の規則

他の要因との関係を勘案したりして研究を進めた

性や睡眠時間などの生活習慣が不定愁訴の原因にいと考える。

なると指摘している。このように、女性は睡眠生

２．１週間中の就寝時刻の変動

活のリズムに対する反応が男性より敏感であるの

表 6 より、男子（A 大学）は就寝時刻の変動は、で、就寝時刻の変動が起きると様々な睡眠生活に目覚め度、就寝時刻、運動頻度、そして朝食摂取影響するため変動が少ないと考えられる。女子が頻度と有意であるが低い関係を示していた。特に就寝時刻の変動に敏感であることは就寝時刻の変

就寝時刻の変動は、遅く寝ると時間的に余裕を持動と朝の自覚的目覚め度との関係（図 3）からもって起きられず、結果として朝食欠食になりやす推定できる。

いものと推察される。一方女子（表 7）では、就し か も Mallampalli,M. P. と Carter, C. L.

寝時刻の変動は、目覚め度、就寝時刻、起床時刻、（2014）が指摘しているように、女性の睡眠障害

そして朝食摂取頻度と軽度の関係を示していた。

の生理的生物学的原因が特定されていても、男性

図 3 は、就寝時刻の変動の大きさと朝の目覚め度とは異なる症状報告の仕方などもあり、今後の課との関係を示したものである。女子では就寝時刻

題として存在している。睡眠行動の性差についての変動が大きくなると目覚め度が有意に低下するは Mong, J. A. と Cusmano，D. M.（2016）も20

養生学研究 13（1）：13－26, 2020十分解明されていないことを指摘している。

結論

以上のことから、養生学的にも養生法的行動療・ 就寝時刻は朝の自覚的目覚め度に影響を及ぼす法を活用した女性に対する睡眠改善のための介入ことが認められた。

が期待される。小田ら（2006）は、10 週間の太

•就寝時刻に影響を及ぼすものに運動頻度が上げ

極拳教室（1 回 90 分）が睡眠に与える影響を調査られた。特に男子において顕著であった。

している。参加者は 20～70 歳の中高年であった•１週間の中での就寝時刻の変動が朝の自覚的目が 31 名中 28 名が女性であった。その結果、睡眠

覚め度に影響を及ぼす可能性があるということが間調査における睡眠維持および総合的睡眠の因子わかった。特に女子において顕著であり、睡眠ので太極拳実施日に有意に高い値を示したことを報乱れが生活習慣に与える影響が大きいので、女子告している。主に女性が対象という意味では、こへの介入は今後の重要な課題であるといえる。

の研究も今後の女子大学生への養生学的働きかけ•朝の自覚的目覚め度は朝食摂取頻度に影響を及の可能性の一つといえよう。また Caldwell ら

ぼすことが認められた。

（2016）は、平均年齢 21.1±3.0 歳（28 名中 18
名が女性）のグループに 10 週間の太極拳カリキ

要約

ュラムを実施したところ、対照群と比較して大き１．これまで我々は朝の自覚的目覚め度を高める

な改善があったと報告している。この研究の結果ためには、就寝時刻をより早くすることが有も、女子大学生への養生的働きかけの有効性を示効であることについて述べてきた。

唆するものである。

２．今回はこの目覚め度の回答（アンケート）に
VAS 法を用いることによって、回答の選択肢

Ⅱ

朝の自覚的目覚め度が影響を及ぼす朝食摂を大きくすることにし、１．の関係をさらに取頻度

細かく検証することを試みた。

男女ともに、目覚め度の上昇に従って朝食摂取

３．また、就寝時刻を早めるための因子について頻度が上昇する傾向が認められたが、関係性とし調べることを目的とした。

ては弱いものであった。この関係性をより詳細に

４．さらに、就寝時刻以外に目覚め度を高める因

見るためにも、1 日 1 日の目覚め度と実際の朝食子はないか探ることを目的とした。

の摂取事実を記録するなどの調査が必要と考えら

５．就寝時刻は朝の自覚的目覚め度に影響を及ぼれる。睡眠と朝食摂取との重要性については多くすことが認められ、この就寝時刻に影響を及の報告がある。斎藤ら（2018）は、朝食は摂取頻

ぼすものに運動頻度が上げられた。

度だけでなく栄養にまで踏み込む必要性を指摘し６．１週間の中での就寝時刻の変動が朝の自覚的ている。志垣ら（2014）は、朝食を欠食する習慣

目覚め度に影響を及ぼす可能性があるというが始まった時期は大学生のころからであると報告ことがわかった。特に女子において顕著であをしている。言いかえればこの時期、特に入学当った。

初の意識づけなどが必要だと思われる。朝食欠食

７．朝の自覚的目覚め度は朝食摂取頻度に影響をは、不定愁訴（斎藤ら、2018）や体調不良の原因

及ぼすことが認められた。

（志垣ら、2014）にもなるからである。さらに、睡眠介入においては山崎（1993）の報告にあるよ

引用文献

うに、KG 式日常生活質問紙によるタイプを特定

Bailey, M. and Silver, R. (2014) Sex Differences

し、個人に見合った措置も必要と考えられる。

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21

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2019 年 3 月 19 日受付2020 年 8 月 23 日受理

23

滝沢宏人

付録 1

生活実態アンケート

性別

男

・

女

（○をつける）

生年月

愛知大学

滝沢宏人

東京工科大学

天野勝弘

西暦

年

月

普段のありのままの状態を書いてください。成績には関係ありません。
この情報は学生の生活実態を調べる研究にのみ使用し、他に用いることはありません。
（質問に回答するかしないかは自由です。）
１． 普段何時に就寝（寝る）しますか
１． ２１時前
５．２４時～１時

２．２１時～２２時
６．1 時～２時

３．２２時～２３時

４．２３時～２４時

７．２時～３時

８．3 時以降当てはまる番号を書く

２． 普段何時に起きますか
１．６時前

２．６時～７時

５．９時～１０時

６．１０時以降

３．７時～８時

４．８時～９時

当てはまる番号を書く

３．普段の朝の目覚め度（眠気）はどうですか（グラフに縦線を入れてください）（眠気５０％）
全然眠くない非常に眠い（眠気０％）（眠気１００％）
どの程度か縦線を入れてください24

養生学研究 13（1）：13－26, 2020
４．普段の朝食摂取頻度はどうですか
１．毎日食べる

２．ほぼ毎日食べる

３．時々食べる４．ほとんど食べない

５．全く食べない当てはまる番号を書く

５．普段の運動の頻度はどうですか
１．週に 5 日以上

２．週に 3～4 日

３．週に 1～2 日

４．週に 0 日

当てはまる番号を書く

６．通常の１週間の中で就寝時刻が 1 時間以上異なりますか（例えば月曜２３時 金曜２時）。
どの程度異なるか答えてください。
１．異ならない

２．1 時間程度

３．2 時間程度

４．3 時間以上当てはまる番号を書く

25

滝沢宏人

付録 2

26

第 13 巻養生学研究
第 1 号（通算 15 号）

編集委員会
天野勝弘

発行日 2020 年 12 月 23 日

片渕美穂子

編集人 藤田恵理

平工志穂

発行人 横澤喜久子

藤永 博

発行所 日本養生学会

藤田恵理（委員長）〒167-8585
東京都杉並区善福寺 2-6-1
東京女子大学・現代教養学部
健康・運動科学研究室
e-mail: youseigakkai@yahoo.co.jp
日本養生学会ホームページ
http://www.yousei.org/※ 本ジャーナルに掲載されたすべての著作物に関するあらゆる権利は日本養生学会に属します。本ジャーナルに掲載されている図、写真および表の無断使用および転用を禁止します。
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