健康支援
第25巻2号 139‑147，2023
doi：10.57438/jshp.20230310̲1

セルフレギュレーション質問票 16 項目日本語版：
信頼性と妥当性の検討永野純１）、山本紀子１）、尾木秀直２）、

田中拓也２）、田代雅文３）、植木啓文４）

Examining the reliability and validity of the Self-Regulation
Questionnaire 16 -item Short Form Japanese Version
Jun NAGANO１），Noriko YAMAMOTO１），Hidenao OGI２），
Takuya TANAKA２），Masafumi TASHIRO３），Hirofumi UEKI４）
Abstract
BACKGROUND：Greater understanding of disease-prone vs. healthy behavior patterns is important, because such
patterns could be marks or targets of interventions. Grossarth-Maticek proposed “object dependence” as disease-prone
and “autonomy” and “self-regulation” as healthy behavioral patterns. They showed that self-regulation is correlatedwith healthy lifestyle habits and it interacts with these habits in the direction of health promotion. OBJECTIVE：The
Self-Regulation Questionnaire 16-item Short Form is a tool to measure self-regulation. We examined the reliability
and validity of its Japanese version（SR16-J）. Methods：A total of 227 hospital staff members and their family
members/acquaintances（sample A）and 107 patients with cancer（sample B）completed a set of self-administeredquestionnaires that included the SR16-J. RESULTS：Cronbachʼs alphas of the self-regulation scale were 0.93 and0.93, and its test-retest reliability（Spearmanʼs r）coeﬃcients were 0.87 and 0.92 in samples A and B, respectively.
Factor analysis yielded a single factor that contributed about 50% of the variance. This scale was strongly,
positively correlated with “type IV behavior” , which indicates autonomy, whereas it was correlated moderately or
weakly, inversely with scales relevant to “type I” and “type II” behaviors, which are subordinate concepts of object
dependence. It was also moderately, positively correlated with the “mental component summary” and its relevant
subscales of SF-36, and positively associated with a frequency of partaking in physical exercise. These results weresimilar for both samples. CONCLUSION：A high reliability（internal consistency and reproducibility）and somevalidity（construct validity and criterion-related validity）were shown for SR16-J.
Keywords：autonomy, questionnaire, validity, reliability, quality of life

１）九州大学キャンパスライフ・健康支援センター 〒 819‑0395 福岡市西区元岡 744
Center for Health Sciences and Counseling, Kyushu University 744 Motooka, Nishi-ku, Fukuoka, 819-0395, Japan
代表者連絡先：永野純、九州大学キャンパスライフ・健康支援センター 〒 819‑0395 福岡市西区元岡 744
電話：092‑802‑5118 メール：nagano@chc.kyushu-u.ac.jp
２）熊本大学大学院生命科学研究部歯科口腔外科学 〒 860‑8556 熊本市中央区本荘 1 丁目 1‑1
Department of Oral and Maxillofacial Surgery, Faculty of Life Sciences, Kumamoto University 1-1-1 Honjo, Chuo-ku, Kumamoto, 860-8556, Japan
３）熊本大学大学院生命科学研究部麻酔科学 〒 860‑8556 熊本市中央区本荘 1 丁目 1‑1
Department of Anesthesiology, Faculty of Life Sciences, Kumamoto University 1-1-1 Honjo, Chuo-ku, Kumamoto, 860-8556, Japan
４）岐阜県総合医療センター精神科 〒 500‑8717 岐阜市野一色 4 丁目 6‑1
Department of Psychiatry, Gifu Prefectural General Medical Center 4-6-1 Noisshiki, Gifu, 500-8717, Japan
受付日：2023.1.26，採択日：2023.3.10

J‑STAGE早期公開日：2023.4.28

139

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Ｉ．緒言的・社会的背景の異なる日本において SR 16 を翻訳してがんや心血管病等の慢性疾患に対して心理面から予防調査・研究を行うにあたっては、その日本語版（SR 16 ‑J）的アプローチを行うにあたって、疾病親和的及び健康的の翻訳の適切さに加えて測定の信頼性と妥当性を事前

行動特性をよりよく理解することは、それらが介入の目に検証しておくことが望ましい。SR 16 ‑J の用途として標となり得るために重要である。グロッサルト＝マティ

は、慢性疾患を持つ患者の診療や概ね健康と考えられる

チェク（以下、グロッサルト）はこれらの行動特性を統人々における予防医療といった領域が想定される。そ合的枠組みの中で説明しようと試みた。彼は「対象依存こで本研究は、これらに相当する２つの標本を用いて、性」、すなわち個人の幸福感が外的対象（人物や条件等）

SR 16 ‑J の信頼性と妥当性の検証を試みた。

により慢性的かつ強く影響されがちな傾向が疾病親和的Ⅱ．方法

行動特性の共通要素であり、その対立概念である「オートノミー性」、すなわち自律的かつ安定的に個人的な欲標本Ａは概ね健康と考えられる人々である。熊本県と求を満たし幸福感を得る能力が健康的な特性であるとの岐阜県に所在する病院の医療従事者に対して本研究の目

仮説を立てた（本稿ではこれらの概念を「対象依存−オー的や方法に関する簡単な情報を与え、研究への参加を呼トノミー軸」と表現する）。そして、オートノミー性をび掛けた。関心を持った職員やその知人らが自発的に著特徴とする行動パターンを「タイプ IV 行動」と呼ぶ一方、者らに連絡し、そこで本研究の目的と方法、個人情報の対象依存性の下位概念として対人関係における強い制

保護、参加の任意性やオプトアウト機会の保証、謝礼（図

止を特徴とする「タイプＩ行動」ががんの危険因子、過書カード）を含む詳細な情報を伝えた。そのうえで、書剰興奮を特徴とする「タイプ II 行動」が心血管病の危険面による同意を表明した者を本研究の参加者とした。標因子であるとした。さらに、対象依存性を緩和しオート

本Ｂは慢性疾患を持つ人々である。熊本県に所在する病

ノミー性を刺激する心理療法「オートノミートレーニン院においてがんの外科的治療を受け、外来通院中であっ１）

グ（autonomy training：AT）」を開発した 。この療法た患者に対して、標本Ａと同様の手続きによりリクルーを実践する際には、もう一つの行動特性「セルフレギュ

トした。適格基準は年齢が 20 歳から 79 歳までであるこレーション（self-regulation：SR）」、すなわち「身体、人と、及び補助なしで自記式質問票一式に回答できること

間関係及び物理的環境に、自らの行動によって快、幸福とした。因子分析には 100 以上、あるいは変数の数の５

感、幸福感と内的平衡をもたらす条件を作り出せる個人

倍（SR 16 ‑J の場合は 80）以上の標本が必要とされることの能力」が鍵となる。それは、典型的なタイプ IV 行動をから 11）、標本Ｂのサイズは 100 に設定した。標本Ａは熊持つ者の SR は良好である一方、典型的なタイプＩ行動

本県と岐阜県それぞれについて因子分析を含めたサブ解やタイプ II 行動を持つ者の SR は不良な傾向にあるため析を行うために各 100 ずつ、合計 200 に設定した。検査

である

１，２）

。

−再検査信頼性の検討のために、標本Ａの熊本県と岐阜

グロッサルトらは、ドイツのハイデルベルク市域住民

県、及び標本Ｂそれぞれについて、30 人の参加者に４のコホート研究及び介入研究において、対象依存性や週間後を目途に SR 16 ‑J への再回答を求めた。なお、本

不良な SR が不良な生活習慣と関連し、その後のがんや研究は九州大学基幹教育院倫理委員会による審査・承認

心血管病リスクと関連すること、さらに AT によって疾を経て実施した（課題番号：201611 R）。

１，２）。独立したグ患リスクが抑えられることを確認した
ループらが追試を行っており、欧州

３，４）、日本５，６）、そ測度

７）

して豪州 等での研究が、グロッサルト行動パターンと研究参加者らは、各自の好みにより、Web 上にてあがんや心血管病リスクとの関連を支持する結果を報告しるいは冊子を用いて以下の自記式質問票一式に回答し

ている。

た。

「SR 調査票 16 項目短縮版（SR 16）」は、SR を測定する

セ ル フ レ ギ ュ レ ー シ ョ ン 質 問 票 16 項 目 日 本 語 版

自記式質問票としてグロッサルトが開発したものの一（SR 16 ‑J）：SR 16 の項目は日本語に直訳した場合やや難つであり１）、心理測定的妥当性と信頼性が Büssing らに解となる箇所が少なくないため、研究者らが意訳を行っ

８）

よって確認されている 。加えて、高い SR 16 得点が乳た１）。これを、バイリンガルの手によりドイツ語に逆翻がん及び大腸がんの良好な予後と関連すること９）、また訳し、開発者であるグロッサルトによる確認を得た。
「や喫煙、飲酒や食事等の生活習慣と相互作用することによりたいことができているような状況を自力でつくり出せ10）

り慢性疾患リスクの低減と関連すること等 、外的な妥ているので、充実感とともに暮らしている」、「日々の活当性も報告されている。しかし、言語はもとより文化動を通じて、心身ともにいつも幸せに暮らしている」等
140

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16 の質問で構成される。回答選択肢は「とても当てはま力で行う上での身体機能。日常役割機能（身体）：身体的る」（６点）から「まったく当てはまらない」（１点）までの理由の過去１か月間の仕事やふだんの活動への影響。体６件法で、16 項目の平均をとって SR 得点とする。高いの痛み：過去１か月間の体の痛みの影響。全体的健康感：

得点が良好な SR であることを意味する。

全般的な自覚的健康感。活力：過去１か月間の活力感。

基本情報と生活習慣に関するアンケート：人口統計

社会生活機能：過去１か月間の人付き合い機能。日常役

学情報（性、年齢、居住地、婚姻、教育、就業、経済）、

割機能（精神）：心理的理由の過去１か月間の仕事やふだ

健康状態（主観的健康度、既往歴）、及び生活習慣につんの活動への影響。心の健康：過去１か月間の心の状態。

いての情報は、本研究用に作成したアンケートを用いてまた、３つのサマリースコアの名称：概念は次の通りで得た。生活習慣は、喫煙、飲酒、定期的な運動、睡眠、ある。身体的側面：自覚的な身体的健康感。精神的側面：

食事に関する５つの質問を用いて評価した（表５）。

自覚的な精神的健康感。役割／社会的側面：自覚的な役

日本語版Short Interpersonal Reactions Inventory（SIRI）：

割や社会的側面に関する機能。

「対象依存−オートノミー軸」に相当するタイプＩ、II、
IV 行動（上記）を含む６つのグロッサルト行動パターン

解析（タイプＩからタイプ VI）を評価する質問票である 12）。

信頼性の指標として、クロンバックα係数を求めて内これらのうち、タイプ III はヒステリー的行動、タイプ的整合性を、また検査−再検査信頼性係数を求めて再現

Ｖは合理的・反感情的行動、タイプ VI は反社会的行動性を検討した。構成概念妥当性については、まず最尤解を特徴とするが、セルフレギュレーションとの関連性はを用いた因子分析を行って得られる因子の概念につき検明確に論じられておらず、本研究でもとくに関心の対象討を行った。複数因子について探索する際は、バリマッとはしなかった。グロッサルトとは独立したグループら

クス回転及びプロマックス回転を用いた。つぎに、日が SIRI 又はその短縮版を用いた追試においてがんや心本語版 SIRI のタイプＩ、II、IV 行動の尺度、及びスト血管病リスクとの関連を報告し

4 ‑ 7，13）、一定の外的妥当

レス調査票のタイプＩ、II 行動関連尺度との相関分析を性が示されている。

行った。基準関連妥当性については、まず SF 36 の下位

ストレス調査票：グロッサルトの行動特性理論を主軸

尺度及びサマリースコアとの相関分析を行った。つぎとし、社会的関係性におけるストレス応答行動特性を評に、生活習慣アンケートへの回答との関連を検討した。

価するために日本で開発された自記式質問票である 14）。

連続変数及び順序尺度との関連はスピアマン順位相関

15）

16）

慢性肝炎 、がん 、関節リウマチ

17）等、慢性疾患の罹を、名義尺度との関連は一元配置分散分析を用いて検討

患や経過との関連について一定の外的妥当性が示されてした。両側検定による P < 0 . 05 を統計学的有意水準といる。12 尺度（45 項目）のうち、本研究では SR との関した。統計解析には SAS 9 . 4 を用いた。

連性が想定される６尺度に対応する 33 項目に短縮してⅢ．結果用いた。それらの尺度名：概念は次の通りである。低コントロール感：ストレス状況におけるコントロール感の標本Ａでは、研究参加に同意した 232 人のうち、同意不足。対象依存−失意：重要な対象（人物）との関係性に撤回した２人、及び回答が不完全であった３人を除いおける慢性的な失意体験。受容欲求の非充足感：他者かた 227 人（岐阜県 94 人、熊本県 133 人）を解析対象としらの受容への欲求に関する充足感の不足。利他的傾向：た。標本Ｂでは、107 人から同意が得られ、同意撤回者、人間関係における（ストレスにつながる）利他的傾向。

不完全回答者ともに無かった。標本Ａのうち 59 人、標

対象依存−怒り：慢性的な不満・怒りの原因となる対象

本Ｂのうち 31 人が再検査に協力した。検査−再検査の（人物）の存在。不利状況：慢性的な不満の原因となる不間隔は標本Ａで中央値（四分位範囲）21（15 ‑ 28）日、標利状況の存在。

本Ｂで 30（21 ‑ 35）日であった。なお、協力者の 21％は日本語版MOS 36-Item Short-Form Health Survey（SF36）：Web 上で回答し、他は冊子により回答した。

一般的な健康関連 QOL の評価として国際的に広く用い

人口統計的要因及び慢性疾患の有無に関する標本の構られている尺度であり、慢性疾患を持つ患者から概ね健成を表１に示す。標本Ａの特性を県別にみると、岐阜県

康と考えられる人まで幅広く対象になるとされ、日本語の方が熊本県より高年齢者が多く、慢性疾患を持つ者の18）版が開発されている 。36 の質問項目、８つの尺度か

割合も高かった。しかし、以下に述べる解析を県別に分ら構成され、さらに３つのサマリースコアが利用可能でけて行ったところ、それら全てにおいて両県間の結果はある。８つの尺度の名称：概念は次の通りである。身体極めて類似していた。そこで、本稿では標本Ａとしてま

機能：入浴や着替えから激しい活動まで様々な活動を自とめた結果を呈示する。標本Ａと比べて、標本Ｂでは高
141

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齢者が多く、教育水準が低めであり、フルタイム勤務者

同値であった。

が少なかった。

構成概念妥当性
因子分析：ドイツ語原版について Büssing らがバリ

信頼性
SR 尺度得点（最低が１点、最高が６点）の分布は、２マックス回転を用いて行った解析では２因子を抽出してつの標本とも正規分布に近いパターンを呈し、平均（標いることから、今回の標本においても同様の方法を試み

準偏差）は標本Ａで 4 . 03（0 . 60）、標本Ｂで 4 . 13（0 . 64）

た。しかし、２因子が跨って負荷する（＞ 0 . 4）項目が６であった。SR 尺度の検査−再検査信頼性（スピアマン相

つに上る等、独立した因子として解釈することは困難で関）係数は標本Ａで 0 . 87、標本Ｂで 0 . 92 であった。内的あった。そこで、互いに相関のある因子構造を仮定し、整合性（クロンバックα）係数は標本Ａ、Ｂとも 0 . 93 とプロマックス法による回転も試みた。その結果、標本Ａ

表１．人口統計および疾患罹患に関する標本 A と B の分布ਕ޳౹‫͕ܯ‬Γ;࣮‫׳‬ጸ‫׳‬

ඬຌ A

 

ඬຌ B





‫ز‬෠



‫ۿ‬ຌ



‫ܯ‬











N= 94



N = 133

N = 227

N = 107





N

%



N

%



N

%





N

%

஋

45

47.9

54

40.6

99

43.6

56

52.3

ঃ

49

52.1

79

59.4

128

56.4

51

47.7

0

0

53

39.9

53

23.4

7

6.5

੓

೧ྺ֌‫څ‬ʤࡂʥ20-<4040-<50

7

7.5

37

27.8

44

19.4

8

7.5

50-<60

32

34.0

22

16.5

54

23.8

28

26.2

60-<70

40

42.6

20

15.0

60

26.4

42

39.3

70+

15

16.0

1

0.8

16

7.1

22

20.6

ഓ۰ं͍Ε

80

85.1

99

74.4

179

78.9

80

74.8

ഓ۰ं͵͢

14

14.9

34

25.6

48

21.2

27

25.2

<=12

30

31.9

41

30.8

71

31.3

68

63.6

13-14

20

21.2

39

29.3

59

25.6

13

12.2

15-16

35

37.2

48

36.1

83

36.6

23

21.5

17+

9

9.6

5

3.8

14

6.2

3

2.8

ϓϩν΢Ϟ

61

64.9

99

74.4

160

70.5

46

43.0

Ϗʖφν΢Ϟ

15

16.0

21

15.8

36

15.9

11

10.3

क෌ʙक෋

9

9.6

5

3.8

14

6.2

14

13.1

ୂ৮ʙໃ৮

9

9.6

8

6.0

17

7.5

36

33.6

߶݄ѻ

30

31.9

20

15.0

50

22.0

29

27.1

౸೚බ

11

11.7

1

0.8

12

5.3

13

12.2

͗Ξ

7

7.5

5

3.8

12

5.3

100

93.5

೶ଖ஦

0

0

0

0

0

0

4

1.8

ৼ࣮‫׳‬

3

3.2

1

0.8

4

1.8

7

6.5

ͨ͹ଠ͹ອ੓࣮‫׳‬

16

17.0

10

7.5

26

11.5

11

10.3

৏‫ى‬͹͏ͥΗ͖

57

60.6

31

23.3

88

38.8

102

95.3

͏ͥΗ΍͵͢

37

39.4

102

76.7

139

61.2

5

4.7

࠙ҿয়ସ

‫گ‬үʤ೧ʥ৮‫ۂ‬࣮‫׳‬ጸ‫׳‬





142







健康支援
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標本Ａ

標本Ｂ

図．標本ＡとＢにおける SR 16 ‑J 項目因子分析でのスクリープロット
表２．標本 A と B における単一の因子による SR 16 ‑J 項目への負荷
 ߴ໪
൬ߺ

Ҿࢢෝ՛

؈ୱ͵ઈ໎

ඬຌ A

ඬຌ B

N = 227

N = 1071‫͗ྙ׈‬༛͚য়ସ΃౺ୣͤΖ೵ྙ

0.74

0.62

2

‫ب‬๮Νࣰ‫ͤݳ‬ΖͪΌ͹ৼಚ

0.73

0.61

3

߀ෳ‫״‬Νर෰ͤΖͪΌ͹๏๑

0.74

0.68

4

ଲਕ‫ܐؖ‬ΝրવͤΖखΕૌΊ

0.43

0.45

5

ਫ਼‫׈‬͹༹ʓ͵གྷો͹௒੖

0.64

0.78

6

‫ڃ‬യয়‫͖ڱ‬Δ͹཯୦

0.64

0.71

7

‫ͪ͝ܟ‬໪ඬ͹ୣ੔

0.60

0.67

8

ैࣰ‫״‬͹͍Ζ฽Δ͢

0.83

0.78

9

ࣨഌ‫ݩܨ‬͹ߢఈద‫༽׈‬

0.60

0.66

10

໲ୌմ݀͹Π΢υΡΠ

0.60

0.69

11

݃ՎͶ΍ͳͰ͚ߨಊ௒੖

0.65

0.67

12

৿ͪ͵ߨಊʀߡ͓๏͹൅‫ݡ‬

0.62

0.72

13

॑གྷ͵ଲেͳ͹ؔ͹‫཯ړ‬͹௒੖

0.63

0.58

14

ຮଏ‫״‬͹͍Ζਫ਼‫׈‬͹ͪΌ͹‫׈‬ಊ

0.82

0.75

15

߀ෳ‫״‬Ͷͯ͵͗Ζೖʓ͹‫׈‬ಊ

0.80

0.78

16

ֺ͢͏ର‫ݩ‬Ν‫܃‬Εศ͚ͯ͢Εड़ͤ͞ͳ

0.75

0.75

‫ر‬༫ིʤˍʥ

50.1

50.4

SR16-J: ιϩϓϪάϣϪʖεϥϱ࣯໲ධ 16 ߴ໪ೖຌ‫ޢ‬൝ The Self-Regulation Questionnaire 16item Short Form Japanese Version.

143

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139‑147，2023

表３．セルフレギュレーション尺度と「対象依存−オートノミー軸」関連尺度との相関
࣯໲ධ
ऊౕ

ඬຌ A

ඬຌ B

N = 229

N = 107r SpearmanPar Spearman

Pa

ν΢ϕ I

-0.30

<.0001

-0.24

.0130

ν΢ϕ II-0.46<.0001-0.37<.0001

ν΢ϕ IV

0.65<.00010.64<.0001-0.33<.0001-0.43<.0001ೖຌ‫ޢ‬൝ SIRIηφϪη௒ࠬධ
ν΢ϕ I ͳ II Ͷ‫ڠ‬௪͢ͱ‫ؖ‬࿊ͤΖऊౕఁαϱφϫʖϩ‫״‬ν΢ϕ I ‫ؖ‬࿊ऊౕଲেғଚʷࣨқ

-0.22

.0007

-0.37

<.0001ण༲ཋ‫ٽ‬͹ඉैଏ‫״‬-0.31<.0001-0.49<.0001

ཤଠదܑ޴

-0.28

<.0001

-0.33

.0005

ν΢ϕ II ‫ؖ‬࿊ऊౕaଲেғଚʷౘΕ

-0.18

.0059

-0.34

.0003

෈ཤয়‫ڱ‬-0.30<.0001-0.37<.0001ηϒΠϜϱॳҒ૮‫ؖ‬෾ੵͶ‫ ͚Ͱخ‬P ஍ɽSIRIʁShort Interpersonal Reactions Inventoryɽ

表４．セルフレギュレーション尺度と SF- 36 の下位尺度およびサマリースコアとの相関
SF-36 ऊౕඬຌ A

N = 229ඬຌ B
N = 107r SpearmanaPr SpearmanPaਐର‫ؽ‬೵

0.09

.18

0.04

.67

ೖ৙ༀׄ‫ؽ‬೵ʤਐରʥ

0.17

.0128

-0.07

.47

ର͹௩Ί

0.11

.09

0.00

.99

સରద݊߃‫״‬

0.35<.0001

0.29

.0025

‫ྙ׈‬

0.43

<.0001

0.37

.0001

ऀճਫ਼‫ؽ׈‬೵

0.28<.0001-0.00.99ೖ৙ༀׄ‫ؽ‬೵ʤ੠ਈʥ

0.29<.0001

-0.01

.94

ৼ͹݊߃

0.46

<.00010.39<.0001ԾҒऊౕγϜϨʖηαΠ

a

ਐରదଈ໚

-0.03

.62

-0.07

.48

੠ਈదଈ໚

0.46

<.00010.47<.0001ༀׄʙऀճదଈ໚

0.08

.22

-0.19

.05

ηϒΠϜϱॳҒ૮‫ؖ‬෾ੵͶ‫ ͚Ͱخ‬P ஍ɽ

において２因子とも負荷量が小さい（＜ 0 . 4）項目が複数以上の結果は、標本Ａと標本Ｂとで類似していた。

現れる、標本Ａと標本Ｂとで負荷する因子が異なる項目

グロッサルト行動パターンとの相関：標本Ａでは、SRが７つに及ぶなど、安定した因子を抽出することはでき

尺度は対象依存性を特徴とする SIRI 尺度（タイプＩ及なかった。加えて、スクリープロットでは１因子のみをびタイプ II 行動）と中等度以下の負の相関を示す一方、抽出することが適当であると思われた（図）。この因子

オートノミー性を特徴とするタイプ IV 行動とは強い正は、全ての項目について 0 . 4 以上の負荷量があり、寄与の相関を示した（表３）。また、ストレス調査票の対象

率は標本Ａで 50 . 1 %、標本Ｂで 50 . 4 % であった（表２）。

依存性（タイプＩまたは II 行動）関連尺度のいずれとも
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表５．セルフレギュレーション尺度と生活習慣との関連ਫ਼‫׈‬स‫׵‬

ඬຌ A

ඬຌ B

N = 227

N = 107









N

ฑ‫ۋ‬

SD

P

N

ฑ‫ۋ‬

SD

P

‫ࡑݳ‬٦Ԑ

37

3.91

0.61

0.33a

15

4.10

0.66

0.90a

գ‫ڊ‬٦Ԑ

46

4.10

0.63

44

4.10

0.68

ඉ٦Ԑ

144

4.03

0.60

48

4.16

0.60

ӁΌ͵͏ର࣯

16

3.81

0.52

14

4.04

0.59

ӁΉ͵͏

75

4.06

0.65

32

4.15

0.50

నౕͶӁ΋

102

4.03

0.58

44

4.13

0.71

࣎ʓӁΊ͙ͤΖ

22

4.12

0.64

13

4.28

0.75

͢ͻ͢ͻӁΊ͙ͤΖ

12

3.89

0.55

4

3.73

0.67

͢͵͏

96

3.90

0.64

42

3.90

0.56

ुͶ 1 յҐԾ

58

4.06

0.55

24

4.24

0.62

ुͶ̐ʛ̑յ

51

4.09

0.58

26

4.16

0.69

ुͶ 4 յҐ৏

22

4.34

0.50

15

4.51

0.61

ॉ෾ͳΗͱ͏Ζ

93

4.05

0.63

64

4.24

0.65

ΏΏ෈ଏ

116

4.03

0.53

36

3.95

0.61

෈ଏ

17

3.87

0.92

5

4.13

0.59

͕͕͏Ͷ෈ଏ

1

3.75

--

2

3.69

0.35

ৱཋ͗͵͏

2

3.97

0.04

2

3.50

0.09

ΆʹΓ͚ৱ΄Ζ

150

4.06

0.56

78

4.19

0.68

ΏΏৱ΄գ͙

67

3.95

0.62

25

4.02

0.51

ৱ΄գ͙

8

4.03

1.18

0

--

--

ͨ͹ଠ

0

--

--

1

3.81

--

٦Ԑ

Ӂठ
0.50a

0.63a

ఈ‫غ‬ద͵ӣಊ
0.0017b0.0003b

ਯເ
0.41b

0.06b

ৱࣆ
0.69a

0.32a

SDʁඬ६ยࠫɽa Ҳ‫ݫ‬ഓ஖෾ࢆ෾ੵͶ‫ ͚Ͱخ‬P ஍ɼb ηϒΠϜϱॳҒ૮‫ؖ‬෾ੵͶ‫ ͚Ͱخ‬P ஍ɽ

中等度以下の負の相関を示した。このような関連は、標生活習慣との関連：標本Ａにおいて、SR が高い人ほど本Ｂでも概ね同様であった。

定期的な運動をより頻繁にする傾向がみられた（表５）。
しかし、これ以外の習慣、すなわち喫煙、飲酒、睡眠、
食事については明らかな関連がみられなかった。標本Ｂ

基準関連妥当性
健康関連 QOL との相関：標本Ａでは、SR 尺度は SF 36

でも、定期的な運動と SR との間には正の関連がみられたの８つの下位尺度のうち心の健康と最も強く正相関し、が、他の生活習慣については有意な関連をみとめなかっ

活力と全体的健康がこれに続いた（表４）。これらよりた。

やや弱い相関ながら、標本Ｂも同様の順序であった。標Ⅳ．考察

本Ａでは、これらに加えて日常役割機能（精神）及び社
会生活機能と弱いながらも有意な相関を示したが、標本本研究は SR 16 ‑J の高い信頼性（内的整合性と再現

Ｂではこのような相関はみられなかった。３つのサマ性）、及び一定の構成概念及び基準関連妥当性を示した。

リースコアでは、いずれの標本においても精神的側面と標本ＡとＢはそれぞれ概ね健康な者及び慢性疾患を持つ

中等度の正の相関をみとめた一方、身体的側面及び役患者という異質な集団から抽出されたものであるが、信割／社会的側面とはほとんど相関がみられなかった。

頼性や妥当性に関する結果は両標本間で同様であった。
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SR 16 ‑J の因子分析では、ただ一つの因子を抽出するする必要がある。基準関連妥当性については、より精度ことが妥当と思われる結果であった。一方、ドイツ語原の高い測度を用いた生活習慣との関連や、SF‑ 36 以外

版では二つの因子、「目標に到達するために行動を変容の尺度を用いた役割／社会的機能との関連を検討するこさせる能力」及び「満足感と幸福感を得ること」が抽出さとも課題である。また、対象者らは Web 上と冊子とい８）れている 。SF‑ 36 の因子分析でも、日本を含むアジア

う異なる方法で回答したが、この違いが回答内容に影響

圏では三因子構造が妥当とされた一方、他の多くの地域を及ぼす可能性が否定できない。しかし、本研究では18）

では二因子構造をみとめている 。このような違いは、

Web 上での回答者が少数に留まり、この影響について

文化や言語に由来するのかもしれない。

検討することができなかった。さらに、AT 等による介対象依存−オートノミー軸に照らしてみた場合、SR入の前後で被験者の行動変容を適切に評価できるか（反尺度は SIRI のタイプ IV 行動（オートノミー性）との間応性）、あるいは慢性疾患の罹患／経過、健康状態の予に比較的強い、正の相関を示した。対照的に、タイプ

測的妥当性等、検討すべき課題は多い。

Ｉ／ II 行動（対象依存性）とは中等度以下の負の相関をＶ．結論示した。SIRI の短縮版を用いた豪州での最近の研究でも、本研究と同様の関連をみとめている７）。タイプＩ／

本研究により、SR 16 ‑J について高い信頼性と一定のII 行動や不良な SR が慢性疾患、タイプ IV 行動や良好な妥当性が確認された。しかし、臨床現場や研究においてSR が健康と関連するという疫学データを併せて考慮す

広く用いられるまでには、さらなる妥当性の検討が必要れば１，２）、対象依存−オートノミー軸と SR は、それらである。

の概念の主要部分を共有するものと思われる。
SF‑ 36 に照らした妥当性については、SR は精神的健謝辞および利益相反

康や活力といった下位尺度と中等度で正の相関を示した

データ収集を監修していただいた熊本大学口腔外科・

一方、身体機能とはほとんど相関が無かった。加えて、

中山秀樹氏、及びデータ収集をサポートしていただい精神的側面サマリースコアと中等度の相関があった一た西村理美氏に感謝する。著者らに本稿に関する利益

方、身体的側面サマリースコアとは相関をみとめなかっ相 反 は 無 い。 本 研 究 は JSPS 科 研 費 JP 16 K 09245 及 び

た。このような結果は、Büssing らによるドイツ語原版

JP 17 K 01902 の助成を受けた。

を用いた検討（但し SF‑ 36 ではなく HLQ 質問紙を使用）とも整合する８）。SR がヒトの認知的／行動的特性であ文献ることを考慮すれば、精神的健康に直接的に寄与する一

１）グロッサルト＝マティチェク R.（永野純 , 有村隆広 ,方、身体的健康に対してはそうではないという結果は理

福元圭太 , 訳）オートノミートレーニング . 健康、幸解しやすい。一方、役割／社会的側面サマリースコアと福、社会の安定−全ての鍵となる自律性を高めるた

ほとんど関連しないという結果は不合理なようにも思え

めに . 星和書店 . 東京 , 2013 .
２）Grossarth-Maticek R, Eysenck HJ: Self-regulation

る。ただ、このサマリースコアが測定する概念は、これ
18）までに十分解明されているとは言い難い 。最も関連す

and mortality from cancer, coronary heart disease,

る下位尺度である日常役割機能（精神）や社会生活機能and other cause: a prospective study. Personとは、標本Ａでは弱いながら有意な相関をみとめたが、Individ Diff, 1995 ; 19 : 781 - 95 . DOI: 10 . 1016 /標本Ｂではこのような関連をみとめなかった。良好なS 0191 - 8869（95）00123 - 9 .

SR は社会的活動への参加を促進すると思われるが、標

３）Bleiker EM, van der Ploeg HM, Hendriks JH,

本Ｂのように悪性疾患で療養中の人々においては、このAder HJ: Personality factors and breast cancer

ような機能が十分ではないのかもしれない。

development: a prospective longitudinal study.

生活習慣に照らした妥当性については、良好な SR はJ Natl Cancer Inst, 1 9 9 6 ; 8 8 : 1 4 7 8 - 8 2 . DOI:

定期的な身体活動の頻度が高いことと関連していたが、10 . 1093 /jnci/ 88 . 20 . 1478 .

喫煙、飲酒、睡眠、食事等他の習慣との関連は不明瞭で

４）Nabi H, Kivimaki M, Zins M, et al: Does personality

あった。ただ、生活習慣の評価に用いた質問は単純なもpredict mortality? Results from the GAZEL Frenchのであり、信頼性や妥当性は未確認である。このことにprospective cohort study. Int J Epidemiol, 2008 ;加えて、本研究にはいくつかの限界がある。構成概念妥

37 : 386 - 96 . Epub 2008 Feb 8 . DOI: 10 . 1093 /ije/

当性の検討は、グロッサルト理論に基づく尺度のみを用

dyn 013 .

いたため、他の概念に照らした弁別的妥当性を今後検討

５）Nagano J, Sudo N, Kubo C, Kono S: Lung cancer,
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myocardial infarction, and the Grossarth-Maticek15）Sawamoto R, Nagano J, Kajiwara E, Sonoda J,

personality types: a case-control study in Fukuoka,

Hiramoto T, Sudo N: Inhibition of emotional

Japan. J Epidemiol, 2 0 0 1 ; 1 1 : 2 8 1 - 8 7 . DOI:

needs and emotional wellbeing predict disease

10 . 2188 /jea. 11 . 281 .

progression of chronic hepatitis C patients: an６）Kumano H, Haseme E, Fujimoto H, et al: Harmony

8 -year prospective study. Biopsychosoc Med, 2016 ;seeking and the risk of prostate cancer: a

10 : 24 . DOI: 10 . 1186 /s 13030 - 016 - 0075 - 3 .

prebioptic study. J Psychosom Res, 2005 ; 59 : 167 -16）Nagano J, Kono S, Toyomura K, et al: Personality

74 . DOI: 10 . 1016 /j.jpsychores. 2005 . 04 . 006 .

and colorectal cancer: the Fukuoka colorectal

７）Whitfield JB, Landers JG, Martin NG, Boyle GJ:

cancer study. Jpn J Clin Oncol, 2008 ; 38 : 553 - 61 .

Validity of the Grossarth-Maticek and Eysenck

DOI: 10 . 1093 /jjco/hyn 067 .

personality-stress model of disease: An empirical17）Nagano J, Morita T, Taneichi K, et al: Rational/

prospective cohort study. Personality andantiemotional behaviors in interpersonal

Individual Differences, 2020 ; 157 . DOI: 10 . 1016 /relationships and the functional prognosis ofj.paid. 2019 . 109797 .

patients with rheumatoid arthritis: a Japanesemulticenter, longitudinal study. Biopsychosoc Med,

８）Büssing A, Girke M, Heckmann C, Schad F,

2014 ; 8 : 8 . DOI: 10 . 1186 / 1751 - 0759 - 8 - 8 .

Ostermann T, Kröz M: Validation of the Self

18）福原俊一 鈴. SF-36 v 2 日本語版マニュアル. Qualitest.

Regulation Questionnaire as a measure of health in

京都, 2019.

quality of life research. Eur J Med Res, 2009 ; 14 :1 - 6 . DOI: 10 . 1186 / 2047 - 783 x- 14 - 5 - 223 .
９）Kröz M, Reif M, Büssing A, et al: Does selfregulation and autonomic regulation have an
influence on survival in breast and colon carcinoma
patients? results of a prospective outcome study.
Health Qual Life Outcomes, 2011 ; 9 : 85 . DOI:
10 . 1186 / 1477 - 7525 - 9 - 85 .
10）Frentzel-Beyme R, Grossarth-Maticek R: Theinteraction between risk factors and self-regulationin the development of chronic diseases. Int J
Hyg Environ Health, 2 0 0 1 ; 2 0 4 : 8 1 - 8 . DOI:
10 . 1078 / 1438 - 4639 - 00077 .
11）Hatcher L. A step-by-step approach to using the
SAS System for factor analysis and structure
equation modeling. SAS Institute. Cary, NC, 1994 .
12）永野 純 , 須藤信行 , 久保千春 , 古野純典 : 日本語版
Short Interpersonal Reactions Inventory の 心 理 測
定的信頼性と妥当性 . 行動医学研究 , 2001 ; 7 : 104 16 . DOI: 10 . 11331 /jjbm. 7 . 104 .
13）Nagano J, Ichinose Y, Asoh H, et al: A prospective
Japanese study of the association between
personality and the progression of lung cancer.
Internal Medicine, 2006 ; 45 : 57 - 63 . DOI: 10 . 2169 /internalmedicine. 45 . 1453 .
14）永野 純 , 須藤信行 , 開原千景 , 志村 翠 , 久保千春 : 疾病親和的パーソナリティ特性評価のための自記式
質問票「ストレス調査票」の信頼性と妥当性 . 健康支
援 , 2001 ; 3 : 107 - 19 .
147