教員に日本版Maslach Burnout Inventoryを適用した際の質問項目の因子構造に関する検討
坂本裕・岐阜大学大学院教育学研究科

教員に日本版Maslach Burnout Inventory（MBI尺度）を適用する際の質問項目17項目の因子構造がこれまでの研究では確定していない。そこで，因子構造を明らかにすることを目的として，小・中・高校・特別支援学校教員2,006名にMBI尺度17項目を適用し，1502名から有効回答を得た。カテゴリカ
ル主成分分析を適用したところ，質問項目17項目が＜就業意義・意欲の低下＞11項目，＜個人的達成感の低下＞7項目の2因子（成分）に合成され，2因子構造であることが示された。
A study on the factor structure when using the Japan editions of Maslach Burnout Inventory toteachers
Yutaka SAKAMOTO・Gifu University, Graduated school of Education
To explain clarify the factor structure when using the Japanese editions of the Maslach Burnout
Inventory (MBI) to teachers,

MBI was distributed to 2006 teachers , from whom we received 1502

valid responses. After categorical principal component analysis was applied, 17 questions wascombined into two components, “decrease in ambition” and “decrease in individual sense ofaccomplishment”, to explain the factorial structure.

Ⅰ 端緒

翻訳され，看護職を主対象とした<脱人格化><個人的達成感の低下><情緒的消耗感>の3因子

バーンアウトなどによる教員の休職者(精神構造17項目からなる日本版MBI尺度が示された。

疾患)数は2001年度2,503人であったが，2009

しかし，北岡(2004)は，日本版MBI尺度の因子

年以降は毎年度5,000人を越え，その対応が急構造は対象とした業種によって異なるとして務な課題となっている(教職員のメンタルヘルいる。

ス対策検討会議,2013)。

教員を対象とした日本版MBI尺度の因子構造

バーンアウトの評価尺度としては，Maslachについて，田村･石隈(2001)は中学校教員，西& Jackson(1981)によって作成されたMaslach

村ら(2009)は小学校教員に適用して3因子構造，Burnout Inventory(以下，MBI尺度)がある。こ伊藤(2000)は小・中学校教員，見川･鈴木(2006)の尺度においてはバーンアウトを医療従事者，は小・中学校教員，高木･田中(2003）は小・中教員，介護職員等の対人サービス専門職の職務学校教員に適用して2因子構造になると報告し過程で生じる症候群として捉えている（稲ている。田中(2007)は，MBI尺度23項目を翻訳，

岡,1986；増子・山岸・岸・三宅,1989)。

中学校教員に適用し，対児童生徒での消耗感に

このMBI尺度は先行研究の蓄積による信頼性よる<脱人格化>と<情緒的消耗感>に高い相関とともに，比較的少ない項目数で広くストレスがあることが教員の職務特徴であり，これらの反応を捉える尺度とされている(西村・森・宮

2因子が1因子に合成されるとしている。谷島下,2009;田中,2007)。田尾･久保(1996)により(2009)は，日本版MBI尺度の因子構造の検討には探索的因子分析では限界があるとの指摘(北坂本・一門(2013)は，こうした統計処理の課

口,2004;久保,2004;増田,1999)を受け，小学校，題を踏まえ，特別支援学校教員735名に日本版

中学校，高等学校，特別支援学校の教員に日本

MBI尺度を適用し，カテゴリカル主成分分析を版MBI尺度を適用して検証的因子分析を行い，行った。その結果，日本版MBI尺度は2因子(成適合度からは3因子構造と推定できるが，<脱人分)による構成が妥当性の高いことを指摘した。

格化>と<情緒的消耗感>に高相関があることか

本研究では統計処理の手順，適用対象の課題ら2因子構造との解釈となすことが望ましいとを踏まえ，小学校，中学校，高等学校，特別支している。

援学校の各教員に日本版MBI尺度を適用し，カこのように<脱人格化>と<情緒的消耗感>は2テゴリカル主成分分析を用いて，教員の日本版因子のままか，1因子となるのかがその議論のMBI尺度の因子構造について検討した結果を報中心となっている。<情緒的消耗感>は心理的な告する。

疲労感であり，バーンアウトの中心的な症状であるとされ，<脱人格化>は関心や配慮の低下をⅡ方法主とした児童・生徒や業務に対するネガティブな態度である(谷島,2009)。この2因子の相関が高いことの要因として<脱人格化>は<情緒的消１．調査期間201X年11月から12月

耗感>の極まった状態との指摘がある(田中,2009)。加えて，<脱人格化>を認めることは２．対象自分自身の職務的存在を否定することになり中部地方同一県内小学校教員359名(男115名,兼ねない因子であり，3因子構造での測定その女244名,20歳代79名,30歳代52名,40歳代114ものが問題視もされている(増田,2009)。

名,50歳代以上114名)，中学校教員284名(男160

教員に日本版MBI尺度を適用した際の因子構

名,女124名,20歳代79名,30歳代55名,40歳代83造の検討はこれまで述べたようにやや混乱し名,50歳代以上67名)，高等学校教員402名(男た感があり，統計処理の手順，適用対象につい273名,女129名,20歳代68名,30歳代68名,40歳て再検討する必要がある。MBI尺度の各項目は代117名,50歳代以上149名)，特別支援学校教員

順序付きカゴリカルデータであり，本来であれ457名(男166名,女291名,20歳代121名,30歳代ば因子分析を適用することはできない(松尾・118名,40歳代114名,50歳代以上104名)を対象

中村,2002)。もし適用するならば，特に4件法とした。

以下の測定で得られたデータは同順位補正したデータに変換しなければならない(対３．調査手続き

馬,2008)。測定で得られたままのデータに因子小学校19校(490名)，中学校16校(497名)，高分析を適用すると最適因子数の的中率の悪さ

等学校9校(494名)，特別支援学校6校(525名)が派生してしまう(萩生田・繁枡,1996)。先述に郵送法で配付・回収した。自由意思での参加，した先行研究において，3件法(伊藤,2000;髙木

匿名性などを文書で示し，それに同意した小学ら,2003)，4件法(西村ら,2009;見川ら,2006;校教員359名(回収率73.26%)，中学校教員284

田中,2007;谷島,2009)，5件法(田村ら,2001)

名(同57.14%)，高等学校教員402名(81.38%)，

いずれも順序付きカテゴリカルデータの扱い

特別支援学校教員457名(87.05%)から回答を得についての記述はなく，データの同順位補正がた(全体回収率74.88％)。

なされていない。さらに，因子分析はパラメトリック法であり，因子分析を適用する前提とし４．調査項目て正規分布の確認が不可避(対馬,2010)となる

1) 日本版MBI尺度が，いずれの先行研究も正規分布を確認した旨

日本版MBI尺度17項目の「患者」をTable1のの記述はない。

ように「幼児児童生徒」に変更した。回答は「全Table1 日本版MBI尺度の項目
問質

問内容

問 1 こんな仕事，やめたいと思うことがある
問 2 われを忘れるほどに仕事に熱中することがある（逆転項目）
問 3 こまごまと気くばりすることが面倒に感じることがある
問 4 この仕事は私の性分にあっていると思うことがある（逆転項目）
問 5 同僚や幼児児童生徒の顔を見るのも嫌になることがある
問 6 自分の仕事がつまらなく思えてしかたないことがある
問 7 １日の仕事が終わると「やっと終わった」と感じることがある
問 8 出勤前，学校に出るのが嫌になり，家にいたいと思うことがある
問 9 仕事を終え，今日は気持ちのよい日だったと思うことがある（逆転項目）
問10 同僚や幼児児童生徒と，何も話したくなくなることがある
問11 仕事の結果はどうでもよいと思うことがある
問12 仕事のために心のゆとりがなくなったと感じることがある
問13 今の仕事に，心から喜びを感じることがある（逆転項目）
問14 今の仕事は，私にとってあまり意味がないと思うことがある
問15 仕事が楽しくて，知らないうちに時間がすぎていることがある（逆転項目)
問16 体も気持ちも疲れはてたと思うことがある
問17 われながら，仕事をうまくやりおえたと思うことがある（逆転項目）

くない(1点)」から「いつもある(5点)」の5件

今回の回答結果は信頼性が高いと判断された。

法で求めた。

また，17項目いずれもシャピロ-ウィルク検定2) 個人属性に関する質問
学校種，性別，年代を尋ねた。

にて正規分布に従わないことが確認された。
2成分モデル，3成分モデルのいずれが適切であるかを検証するための2次元および3次元で５．分析方法の探索的分析を行った。Table2に2成分モデル順序付きカテゴリカルデータであり，かつ，の成分1，成分2の結果を示したが，3成分モデ正規分布していないデータに適用可能なカテルの成分1，成分2はクロンバックのα係数，固ゴリカル主成分分析を用い，2次元および3次元有値と寄与率においてもとほぼ同値であった。

での探索的分析を行った。分析モデルの適切さ

そして,Table3に2成分モデルを示したが，3成は固有値と寄与率の状況から決定した。適合度分モデルは成分負荷量から成分3が判別されなの評価にはクロンバックのα係数を参考としかった。こうした分析結果から2成分モデルがた。統計解析にはSPSS22.0を用いた。

適当と判断した。
第1成分は「同僚や幼児児童生徒と，何も話Ⅲ 結果したくなくなることがある」「こんな仕事，やめたいと思うことがある」などの内容から，<回答結果の信頼性を確認するために信頼性就業意義・意欲の低下>注）の成分と命名した。

分析を行うと，クロンバックのα係数.871で，第2成分は「仕事が楽しくて，知らないうちにTable2成分

Ⅳ

適合度指標

クロンバックのα係数説明された分数
固有値 寄与率

1.888

6.077 35.745

2.641

2.519 14.816

合計.9398.595 50.561

考察今回，小学校，中学校，高等学校，特別支援学校の各教員に適用した日本版MBI尺度は順序付きカテゴリカルデータで構成されており，かつ，分析対象データが正規分布していないことから，カテゴリカル主成分分析を用いて，その構造を検討した。因子分析においては係数値から判断して変数の一部が解析から除外される

Table3 2成分モデルの成分負荷こともある。しかし，カテゴリカル主成分分析は変数を合成していくために変数が除外され次元ることはない。本研究は教員を対象としたMBI12

問 1.761-.138（因子）のいずれが最適であるかを明らかにす

問 6.774-.109

ることを課題としており，坂本ら(2013)が行っ

問 8.719-.172

た特別支援学校を対象とした分析と同様にカ問 5.712-.222

問10.692-.249

問14.671-.184

Table2のように2成分，すなわち，2因子モデル

問12.657-.173が採用された。坂本ら(2013)が行った同じカテ

問 3.640-.233

ゴリカル主成分分析による成分（因子）構造，

問16.605-.259

そして，統計処理の課題はあるものの，伊藤問11.584-.196

問 7.536-.197

問15.458.653

的消耗感>に合成されたとして<情緒的消耗感>

問 2.075.631の因子名のままで命名されていた。しかし，本

問17.271.623

研究においては，先に記述したように本来の適問13.572.576

問 9.517.561

問 4.477.485

尺度17項目の因子構造が2成分（因子）か3成分テゴリカル主成分分析が適用されても問題はないと判断した。
カテゴリカル主成分分析が適用された結果，(2000)，見川ら(2006)，高木ら(2003)が示した因子構造，項目構成と同様であった。
なお，先行研究においては<脱人格>が<情緒用対象者である対人サービス専門職が自分自身の職務的存在を否定することになり兼ねないとする<脱人格化>を内包する成分とは捉えずに，新たな成分が合成されたものとして<就業意義・意欲の低下>と命名した。
これらのことより，日本版MBI尺度を教員に時間がすぎていることがある（逆転項目）」

適用する際には<就業意義・意欲の低下>11項目「われを忘れるほどに仕事に熱中することがと<個人的達成感の低下>6項目の2因子構造とある（逆転項目）」などの内容から，<個人的することの妥当性が考える。

達成感の低下>の成分と命名した。これは坂本ら(2013)が行った特別支援学校教員の分析結果と同様であった。

【謝辞】
元熊本大学教授一門惠子先生には研究構想段階からご指導いただきました。岐阜大学大学
院教育学研究科元教授小山徹先生には調査の実施においてご助言いただきました。ここに職業従業者の「燃えつき症候群」(1).産業記してお礼を申し上げます。

医学,31,203-215.
11）西村昭徳・森慶輔・宮下敏恵(2009).小【文献】

学校教師におけるバーンアウトの因子構

１）萩生田伸子・繁枡算男(1996).順序付きカ造の検討.学校メンタルヘルス,12,77-84.

テゴリカルデータへの因子分析の適用に

12）見川直子・鈴木眞雄(2006).教師バーンア関するいくつかの注意点.心理学研

ウトと関連する学校組織特性,教師自己有究,67,1-8.

効感 .愛 知教育大学 研究報告 (教 育科学２）稲岡文昭(1986).医療従事者の精神健康度について．日本保険医療行動科学会,1,48-58.

編).55,61-69.
13）坂本裕・一門惠子(2013).特別支援学校

教員のバーンアウトへの関与要因につい

３）伊藤美奈子(2000).教師のバーンアウト傾向を規定する諸要因に関する探索的研究.
教育心理学研究,48,12-20.ての探索的研 究 .特殊教育学研
究,51,261-267．
14）高木

４）北岡（東口）和代(2004).バーンアウトを構成する概念について.日本精神保健看護学会誌,13,99-104．

亮・田中宏二(2003).教師の職業ストレッサーに関する研究.教育心理学研
究,51,165-174．
15）田村修一・石隈利紀(2001).指導・援助サ

５）久保真人(2004).バーンアウトの心理学.
サイエンス社.

ービス上の悩みにおける中学校教師の被援助志向性に関する研究.教育心理学研

６）教職員のメンタルヘルス対策検討会議(2013).教職員のメンタルヘルス対策について(最終まとめ)．

究,49,438-448．
16）田中輝美(2007).日本の教師のバーンアウ
ト測定に関する研究.筑波大学学校教育論７）Maslach,C.&Jackson,C.(1981).The

measurement of experienced on burnout.

集,29,45-50．
17）谷島弘仁(2009).教師バーンアウトの因子

Journal of Occupational

構造に関する検討.文教大学人間科学研

Behaviour,299-113.

究,31,77-84.

８）松尾太加志・中村知靖(2002).誰も教えてくれなかった因子分析.北大路書９）増田真也(1999).バーンアウト研究の現状と課題 .コミュニティ心理学研
究,3,21-32.
10）増子詠一・山岸みどり・岸

18）田尾雅夫・久保真人(1996).バーンアウトの理論と実際.誠信書房.
19）対馬栄輝(2008).SPSSで学ぶ医療系多変量
データ解析.東京図書.
20）対馬栄輝(2010).医療系研究論文の読み方

玲子・三宅浩次(1989).医師・看護婦など対人サービス・まとめ方.東京図書.