特集：中小企業と組織行動論
特集論文Ⅰ

対人援助業務人員の感情労働と心理的資本が組織定着と職務成果に及ぼす影響

高

階

利

徳

開

本

浩

矢

（ 兵国 際庫商県経 学立部大教 授学） （経大 済阪学大研学究大科学教 授院）＜要 旨＞
看護師や介護職員といった対人援助業務人員は、エッセンシャルワーカーとも呼ばれ、社会を支える必要不可欠な職務を担っている。そのような労働者のマネジメントにおいて喫緊の課題と認識されているのが、彼らの組織定着である。彼らは、日常的に強いストレス要因に曝露しており、それが離職行動を促している。
そこで本論文では、看護師や介護職員といった対人援助業務人員の職務ストレスが、組織定
着その他の結果に及ぼす影響を分析した。具体的には、主たる職務ストレス要因として感情労働を設定し、それが離転職情報探索行動や離職意思に及ぼす影響を分析した。ここで感情労働とは、顧客に何らかの感情変化をもたらすよう企図して実践される、表情・仕草の統制を意味する。患者・利用者の心情を汲み取り適切な医療やサービスを提供することは対人援助業務人員の職務の中核であり、同時に、職務ストレスの主因でもある。われわれは、ストレス要因としての感情労働が、組織定着等へ影響しているか検討した。また離職関連の変数のみならず、
主観的なパフォーマンス（主観的満足度や創造性）も従属変数として追加し、感情労働の影響を幅広く検討した。
また感情労働と組織定着等との間の関係性は、特定の心理的状態によって調整される可能性がある。そこで本論文では、組織行動論領域の比較的新しい概念である心理的資本に着目した。
心理的資本とは、個々人が有しているポジティブな心理的エネルギーを意味する。本論文では、
心理的資本を、感情労働と組織定着等との間の関係性を調整するモデレータの役割を果たすものとして組み入れた。
統計的に分析したところ、感情労働と心理的資本は、組織定着や主観的パフォーマンスに対して有意に影響することが確認された。また感情労働と組織定着等との間の関係性は、個々の心理的資本（中でもレジリエンスと楽観性）次第で変わりうることが示唆された。

2022.1011

目

１．研究の目的
２．先行研究のレビューと仮説の提示

次

４．分析結果
4.1

予備的分析
要約統計量

2.1

感情労働

4.2

2.2

心理的資本

2.3

仮説の提示

4.3 感
 情労働と心理的資本が組織定着と個人成果に与える影響

３．調査の概要と方法
3.1

調査の概要

3.2

測定尺度

１．研究の目的

4.4 心
 理的資本が感情労働と諸結果との間を調整する効果５．結果とディスカッション
5.1

発見事実の要約と考察

5.2

含意

5.3

限界と今後の課題

２．先行研究のレビューと仮説の提示

医療・介護をはじめとするヒューマン・サー

組織定着研究（離職研究）は、従来、多様なビス施設における焦眉の経営課題は、対人援助

視点（職務満足感、組織コミットメント、代替

業務人員の確保ないしは組織定着といってよ

的職務機会、リアリティ・ショック、職務スト

い。看護師の場合、専門的国家資格に裏付け

レス、職務への埋め込み等）から検討されてきられる高いエンプロイアビリティを背景に、もたといってよい。本論文では、感情労働と心理とより流動的な人材と認識されている。またケ的資本の観点から、新しい知見の探索を試みる。

アワークの現業にあたる介護職員についても、
人口構成の高齢化や増え続ける福祉施設の数

2.1 感情労働を鑑みれば、より良い労働条件を求めて容易に「感情労働（Emotion Labor/Emotion Work）」

他施設・他業界に転出しうる人材と考えられる。

とは、「公的に観察可能な表情と身体的表現を人員の定着率が低い当該業界施設において、こ作るために行う感情の管理」であり、「賃金との経営課題の優先度は高い。

引き替えに売られる＜交換価値＞を有する労では、これら人員の組織定着を促進する要因働」である（Hochschild, 1983：邦訳 7 ページ

を何に求めればよいだろうか。われわれはその末注）。 感 情 労 働 概 念 提 唱 者 の Hochschild

要因として、「感情労働」と「心理的資本」に（1983）によれば、感情労働とは、肉体労働・着目している。以降で、これらに関するこれま頭脳労働と区別される第三の労働形態である。

での議論を概括する。そのうえで、これらが組

具体的には、自身の感情を職務を遂行する上織定着その他の結果を説明することが出来るでの道具・資源として活用し、顧客・クライア

か、量的データを用いて実証する。

ント（医療施設の患者、福祉施設の利用者と

12

2022.10

いったようなサービス受益者）に何らかの好ま者へのネガティブな感情表出”、“患者への共感・しい感情変化を生じさせることを職務の中核とポジティブな感情表出”、“感情の不協和”、“感する労働を意味する。感情労働は、典型的には情への敏感さ” というFEWSオリジナルとは異

第三次産業（医療、介護・福祉を含むサービス

なる4因子構造が抽出され、一定の妥当性が検産業）において発揮される労働と考えられてい証された。

る。また感情労働は、そのような業種・職種のさてこの感情労働は、組織成員の心理・行動従事者にとってのストレッサ（＝ストレスの原を予測すると考えられる。感情労働の後続要因因）としての側面も有しており、さまざまなス

として、多くの研究が、職務満足感の減退とバトレイン（＝ストレス反応）の規定因となりうーンアウトを設定している。結果、これらへのる（富樫・戸梶 , 2007）。その意味で感情労働

ロバストな影響関係が一貫して示された（関・は職務ストレス研究の延長線上に位置づけられ

古川, 2012）。感情労働の論理的帰結として組る新展開なのであり、組織成員の定着研究にお織成員の組織定着抑制（離職）が考えられるは

いて有意義な知見を与えうる有望な概念と位置ずだが、WalshとBartikowski（2013）等の少づけることができる。

数の研究を除けば、管見の限り、離職への影響

この感情労働を、定量的に測定しようとするを定量的に実証したものは少ない。こと看護師・試みが進展している。そのひとつが、Zapfら

介護職員を対象とした研究に限れば、十分とは（1999）を中心としたFEWSの開発である 1。彼いえない。

らは、フランクフルト感情労働尺度（Frankfurt

さらに研究の蓄積が求められるのが、感情労Emotion Work Scale :FEWS）を開発し、感情

働がもたらす “ポジティブな帰結” に関する研労働の測定を試みている。当尺度には5つの下究である。そもそも感情労働とは、顧客・クラ位 尺度、すなわち “ポジティブ 感 情の表出

イアントの感情に働きかけ、望ましい感情変化（Positive Emotion）”、“ネガティブ感情の表出を引き出していく、職場から強く奨励される職（Negative Emotion）”、“クライアントの感情へ

務行動である。感情労働への積極的取り組みの敏感さ（Sensitivity Requirements）”、“クラが、個々の職務成果（例えば提供されるサービ

イアントとの 相 互 作 用 の 統 制（Interaction

スの質、Groth, et al., 2009）や、そのような成Control）” および “本来の感情と表出している

果向上を企図した革新的行動へつながっていく

感情との間の不協和（Emotions Dissonance）”

可能性を想定することができる。そのように考が含まれており、分析の結果、その妥当性が確えれば、感情労働をストレッサとしての位置づ認された。国内研究に目を移せば、荻野ら（2004）

けに狭く押し留めておくのではなく、むしろ、は、看護・介護労働者を対象とした調査におい組織成員の望ましい行動や職務成果を説明すて、
このFEWSを援用している。分析の結果、“患る概念へと拡張して研究する（例えば Zapf &１ FEWS 以外のもうひとつの有力な尺度としてBrotheridge & Lee（2003）を中心としたELS（Emotion Labour Scales）がある。彼らは、Hochschild が強調する “表層演技（Surface Acting、顧客等に対して表層的な表情・仕草を装うこと）” と “深層演技（Deep Acting、顧客等に対して自分が適切な感情を感じるように本心を操作すること）” を中核に、“強度（Intensity）”、“頻度（Frequency）”、“種類（Variety）”、“持続時間（Duration）” という6 次元
構成の尺度を開発した。

2022.1013

Holz, 2006）意義を提起することができる。し未だ少ない）。

たがって、感情労働のどのような側面がストレ

さらに心理的資本は、その概念の原義に立ちッサとして機能し、またどのような側面が組織

返れば、感情労働のようなストレッサと（離職上望ましい結果を導くよう作用するのか、検証

意思・バーンアウトのような）退却的行動とのする必要があるだろう。

間の関係を調整する効果を果たすことが想定される。事実、それを示唆する研究も現れている

2.2 心理的資本（例えば Yin at. al., 2018）。すなわち、同一のス「心理的資本（Psychological Capital）」とは、トレッサに曝露されていても、心理的資本を豊Luthansらによれば、「個人のポジティブな心かに備えている個人の場合、ネガティブな反応

理 状 態 」 を 表 す 概 念 で あ る（Luthans, etが抑制される（あるいはポジティブな反応が促

al.,2015：邦訳 11ページ）。この心理的資本は、進される）可能性がある。しかし実証研究の緒

挑戦的課題を成功させる “自信（Efficacy）”、に就いたばかりの心理的資本について、実際、

現在や将来の成功に対して肯定的帰属を与えそのような調整効果がありうるのか、また下位

る “楽観性（Optimism）”、根気よく目標に向か

次元ごとに調整のあり方が異なるのか、十分な

い、成功のためならば目標への道筋をも変えて検証がなされていない。そこで本論文では、感いく “希望（Hope）”、問題や困難に直面しても情労働と離職行動等の間の関係を調整する媒

耐え、元の状態以上に成長する “レジリエンス

介変数としても心理的資本を位置づけ、探索的（Resilience）” という既存の4つの構成概念を統な調整効果の検証も行うこととする。

合した高次構成概念であり、組織行動を説明す
る新たな概念として注目が集まり始めている。
心理的資本に関する実証研究も進んでいる。
例えば心理的資本は、職務満足感・組織コミッ

2.3 仮説の提示
ここまでの議論を整理すれば、本論文での仮説は以下のように提示出来る。

トメント・ウェルビーイング・組織市民行動な
どのポジティブな行動と心理（Avey, et al.,2011やLuthans, et al.,2015：邦訳第 9 章のメタ

（仮説1）感情労働は、対人援助業務人員の組
織定着・職務成果に有意に影響する

分析）、 エ ン ゲ イ ジ メ ン ト（Sweetman &（仮説 2）心理的資本は、対人援助業務人員のLuthans, 2010）、創 造 性（Rego, et al., 2012）

組織定着・職務成果に有意に影響するなどの規定因と想定され、それが実証されてい（仮説 3）心理的資本は、感情労働と対人援助る。ただし心理的資本を、組織成員の定着要因

業務人員の組織定着・職務成果等とと定め検証する分析は、まだ緒に就いたばかりの間の関係を有意に調整するである（例えば Sun, et al., 2012；顧, 2015など、

14

2022.10

３．調査の概要と方法
3.1 調査の概要て、先述のFEWS がある。本論文の問題意識に従えば、顧客・クライアントに好ましい感情
変化をもたらしうるポジティブ次元と、ストレ調査は、2018 年 1月12日から5 月14日の期ッサとしての次元とを両方包含している尺度が間で兵庫県・大阪府等に立地する14の社会福

望ましいことになるが、その点からもFEWSが祉法人・医療機関で従事する介護職員・看護師・

妥当であろう。日本語版のFEWS系尺度として、リハビリテーション専門職を対象に実施されやはり先述の荻野ら（2004）の感情労働尺度

た。質問票は1071通配布され、そのうち884 通がある。当尺度は看護・介護労働者を対象にが回収された（回収率 =82.5%）。回収された

妥当性が検証されている。調査対象を同じくす

884 通のうち、有効回答は863 通であった（有る本論文にとって一層適当であることから、援効回答率=97.6%）。

用することとした。具体的な質問項目は「本心調査対象となった施設の内訳は、介護施設とは異なる感情を示すことがある」など 21項目

が 9つ、医療施設が 5つである。
回答者の内訳は、である。

以下の通りである。男性 218 名（25.8%）、女性

心 理 的 資 本：Luthansら（2007：pp.237-238）

626 名（74.2%）、不明19 名であった。平均年齢の PsyCap Questionnaire（PCQ）24 項目から

は 43.0（±11.8）歳、平均勤続年数は 4.8（±

一部抜粋し、一定のアレンジを施して設定した。

5.4）年であった。担当職種の内訳は、介護職

アプリオリ次元は、先述のとおり “自己効力感”

員 429 名（50.6%）、生活相談員67 名（7.9%）、“楽観性” “希望” そして” レジリエンス” の4次

ケアマネジャー 50 名（5.9%）、看護師 208 名

元構造である。具体的な質問項目は「私は、自（24.5%）、リハビリ専門職 72 名（8.5%）、その分の仕事で目標設定に貢献できる自信がある」

他 22 名（2.6%）、不明15 名であった。従事すなど12 項目である。

る職場の種類の内訳は、訪問型介護施設 70 名

離転職情報収集行動：藤原（2007）の離転職（8.4%）、通所型介護施設 361名（43.1%）、入所

情報収集行動尺度を援用する。離転職情報収型介護施設181名（21.6%）、多機能複合型介護集は、実際の離職直前の真剣な心理状態を反施設 29 名（3.5%）、医療施設 197 名（23.5%）、

映する行動だろう。離職意思と強い相関関係が不明25 名であった。雇用形態の内訳は、正規あるものと推測されるが、理論的には弁別すべ

雇用573名（67.3%）、
非正規雇用278 名（32.7%）、

きである。具体的な質問項目は、「転職のために、

不明12 名であった。職位の内訳は、管理職114

インターネットでリクルート情報を検索する」

名（14.2%）、非 管 理 職 690 名（85.8%）、不明など 5 項目である。

59 名であった。

離職意思：Goodら（1996）のIntention to quit
を翻訳し採用した。具体的な質問項目は、「私は、

3.2 測定尺度

頻繁に今の職場を辞めることを考える」など 3

感情労働：感情労働を測定する有力な尺度とし項目である。

2022.1015主観的患者／利用者満足度：サービス受益者

は、13.88％にとどまった。このことから、本論側の好ましい感情変化を評価するため、職務成文が取り扱うデータには、深刻なコモン・メソ

果に対する人員自身の主観的な認識を測定す

ッド・バイアスはないものと判断した。

る。ここではLarsenら（1979）から一部を抜

感情労働尺度 21項目について探索的因子分

粋し、翻訳して設定した。具体的な質問項目は、析を実施した。因子の抽出方法は最尤法、回転「全体的に一般的な意味で利用者・患者は受け法はプロマックス回転である。カイザー基準おたサービス・医療行為に対して満足しているとよびスクリー基準を基本として、3因子構造を思う」など 7 項目である。

仮定して分析した。第1因子は、利用者・患者

創造性：革新的行動として、創造性を設定する。

に対して優しい対応を職務として行っていると

創造性の尺度として、ZhouとGeorge（2001）

いう事柄で共通していた。その結果、「ポジテのCreativity Scaleを一部抜粋し、翻訳して設ィブ感情の表出」とよぶべき因子として解釈し定した。具体的な質問項目は、「私は仕事の改た。第 2因子は、利用者・患者の気持ちを積極

善のための工夫やアイデアを思いつく」など 3

的に読み取り、共感しようとする事柄で共通し項目である。

ていた。その結果、「相手感情の察知・共感」

ここまでに説明した質問項目は、全て、リッとよぶべき因子として解釈した。第 3因子は、

カート5 点尺度（1= 全くあてはまらない～ 5=

利用者・患者に対して、本心とは異なる感情を

全くそのとおり）である。

表出し自己をコントロールしている事柄で共通

また、年齢と勤続年数、および性別・職種・
雇用形態・職位・施設タイプに関するダミー変数を、統制変数として分析に投入する。

４．分析結果4.1 予備的分析している。その結果、「感情の不協和」とよぶべき因子として解釈した。
また、この結果を踏まえて確証的因子分析を実施した。結果は図表1 のとおりである。
その結果、CFI=.949、GFI=.966、AGFI=.945、
RMSEA=.059、SRMR=.048と十分な適合度を分析に先立ちコモン・メソッド・バイアスを示した。それぞれの因子が強く負荷した項目の確認するため、Podsakoffら（2003）の方法で合計得点を項目数で除した単純平均を算出し、確認する。ここまでに紹介したすべての観測変「ポジティブ感情の表出」尺度（α=.800）、「相数を用いて探索的因子分析を実施した。その結手感情の察知・共感」尺度（α=.739）、「感情

果、固有値1以上の因子が17 個抽出された。まの不協和」尺度（α=.596）とした。

た第1因子の全観測変数の分散に対する説明率

162022.10

図表 1

感情労働の確証的因子分析結果

項目

第1因子

第2因子

第3因子

第1因子：ポジティブ感情の表出（α=.800）
利用者・患者が良い気分になるよう努めなくてはならないことがある.740

利用者・患者にとりわけ優しく接しなくてはならないことがある.725

利用者・患者に温かい対応をしなくてはならないことがある.712

利用者・患者に喜びの感情を示さなくてはならないことがある.662

第2因子：相手感情の察知・共感（α=.739）
自分を利用者・患者の立場において理解しようとすることがある.662

利用者・患者の気持ちを察するように心がけている.648

利用者・患者の気持ちに共感しようと奥に努めていることがある.641

利用者・患者の感情にとりわけ注意を向けていることがある.628

第3因子：感情の不協和（α=.596）
状況に応じて感情を使い分けなくてはならないことがある.639

自分の感情を抑えることがある.557

本心とは異なる感情を示すことがある.520

注）CFI=.949、GFI=.966、AGFI=.945、RMSEA=.059、SRMR=.048

次に心理的資本尺度の12 項目について、探の “レジリエンス” に対応している。したがっ索的因子分析を実施した。因子抽出方法・回転てこれを「レジリエンス」とよぶべき因子とし法は先と同様である。分析の結果、Luthansらて解釈した。第3因子は、アプリオリ次元の “楽が想定する4因子が再現せず、3つの因子が抽観性” に対応している。したがってこれを「楽出された。第1因子は、アプリオリ次元の “自観性」とよぶべき因子として解釈した。

己効力感” と “希望” の一部に対応している。
吟味した結果、「自己効力感」とよぶべき因子

また、この結果を踏まえて確証的因子分析を実施した。結果は図表2 のとおりである。

として解釈した。第 2因子は、アプリオリ次元

図表 2

心理的資本の確証的因子分析結果

項目

第1因子

第2因子

第3因子

第1因子：自己効力感（α=.668）
私は、自分の仕事で目標設定に貢献できる自信がある.731

私は、解決策を見つけるために困難な問題を分析することに自信を持っている.571

私は、現在の仕事目標を達成するための手段が多いと思える.522

私は、仕事に対して成功的な達成経験がある.521

第2因子：レジリエンス（α=.652）
私は、たいてい仕事でストレスが多い状況に上手く対処できる.665

私は、仕事で挫折すると，立ち直ることや気持ちの切り替えが難しい（R）-.601

私は、過去の失敗をくよくよ考えない.595

第3因子：楽観性（α=.497）
私は、仕事に関して将来起こることに楽観的である.541

私は、いつも仕事の良い面を見ている.469

注）CFI=.944、GFI=.975、AGFI=.954、RMSEA=.058、SRMR=.040、（R）は逆転尺度2022.1017

その結果、CFI=.944、GFI=.975、AGFI=.954、した。

RMSEA=.058、SRMR=.040と十分な適合度を最後に離転職情報収集行動・離職意思・主示した。それぞれの因子が強く負荷した項目の観的患者／利用者満足度・創造性について、合計得点を項目数で除した単純平均を算出し、弁別的妥当性を検証するため確証的因子分析「自己効力感」尺度（α=.668）、「レジリエンス」を実施した。結果は図表3 のとおりである。

尺度（α=.652）、「楽観性」尺度（α=.497）と

図表 3

結果変数の確証的因子分析結果

項目

第1因子 第2因子 第3因子 第4因子

第1因子：離転職情報収集活動（α=.848）
転職のために、
インターネットでリクルート情報を検索する.867

よりよい条件の職場がないか、情報を集める.811

求人情報誌などを手にする.804

他の職場の友人に中途採用の情報について尋ねる.691

求職期間中の雇用保険についての話をする.431

第2因子：離職意思（α=.880）
私は、頻繁に今の職場を辞めることを考える

.899

私は、
この職場を辞める決意を固めている

.852

私は、
できるだけ早い内にこの職場を去りたい.778

第3因子：主観的患者／利用者満足度（α=.773）
全体的に一般的な意味で利用者・患者は受けたサービス・医療行為に対して満足していると思う.669

利用者・患者は受けたサービス・医療行為の量に対して満足していると思う.636

知人が似たような援助のニーズをもっているとしたら利用者・患者は私たちのサービス・医療行為を知人に勧めると思う.582

利用者・患者が受けたサービス・医療行為は本人の問題を解決するのに役立ったと思う.581

利用者・患者は常に自分が望んでいたサービス・医療行為を得ることができたと思う.571

利用者・患者が再び援助を必要とすることになればもう一度私たちのサービス・医療行為を利用すると思う.548

私が提供したサービス・医療行為は常に利用者・患者のニーズを満たしたと思う.442

第4因子：創造性（α=.553）
私は、仕事の改善のために新しいスキルや知識を積極的に探している.668

私は、仕事の改善のための工夫やアイデアを思いつく.583

私は、問題が起こった際にこれまでとは異なるやり方を試している.370

注）CFI=.967、GFI=.958、AGFI=.944、RMSEA=.041、SRMR=.038

その結果、CFI=.967、GFI=.958、AGFI=.944、（α=.553）とした。

RMSEA=.041、SRMR=.038と十分な適合度を示した。それぞれの因子が強く負荷した項目の4.2 要約統計量

合計得点を項目数で除した単純平均を算出し、本論文で使用する変数の要約統計量は、図表4「離転職情報収集行動」尺度（α=.848）」、「離のとおりである。相関係数は、紙幅の関係で省

職意思」尺度（α=.880）、「主観的患者 / 利用

略する。

者満足度」尺度（α =.773）、「創造性」尺度

182022.10

変数名
年齢
勤続年数
女性ダミー
介護職員ダミー
生活相談員ダミー
ケアマネジャーダミー
看護師ダミー
リハビリ専門職ダミー
正規雇用ダミー
非管理職ダミー
訪問型ダミー
通所型ダミー
入所型ダミー
多機能複合型ダミー
ポジティブ感情の表出
相手感情の察知・共感
感情の不協和自己効力感
レジリエンス
楽観性
離転職情報収集活動
離職意思
主観的患者／利用者満足度
創造性

図表 4

要約統計量

α係数

平均値
43.0
4.81
.74
.50
.08
.06
.25
.09
.69
.85
.09
.42
.21
.04
3.86
3.90
3.72
3.07
3.06
2.96
2.52
2.42
3.21
3.19

.800
.739
.596
.668
.652
.497
.848
.880
.773
.553

4.3 感
 情労働と心理的資本が組織定着と個人

最小値
20
1
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
1.00
1.25
1.00
1.00
1.00
1.00
1.00
1.00
1.33
1.00

最大値
75
34
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
5.00
5.00
5.00
5.00
5.00
5.00
5.00
5.00
5.00
5.00

情報収集行動等を従属変数とした重回帰分析

成果に与える影響を実施した。その際、統制変数もあわせて投入した。結果は図表5 の通りである。

感情労働と心理的資本を独立変数、離転職

図表 5（統制変数）
年齢
勤続年数
女性ダミー
介護職員ダミー
生活相談員ダミー
ケアマネジャーダミー
看護師ダミー
リハビリ専門職ダミー
正規雇用ダミー
非管理職ダミー
訪問型ダミー
通所型ダミー
入所型ダミー
多機能複合型ダミー（感情労働）
ポジティブ感情の表出
相手感情の察知・共感
感情の不協和（心理的資本）自己効力感
レジリエンス
楽観性
R2
自由度調整済みR 2

標準偏差
11.8
5.44
.44
.50
.28
.23
.43
.28
.46
.35
.28
.49
.41
.18
.63
.54
.70
.58
.76
.69
.95
1.06
.49
.62

感情労働と心理的資本が心理・行動に与える影響

離転職情報収集活動

離職意思

従属変数

主観的満足度

創造性-.119 **-.069 †
.080 †
.103
.074
.041
.018
-.032
.076
.038
.006
-.012
-.067
-.046

-.105 **
-.037
.032
.103
.049
-.025
.014
-.096
.084 †.035-.043-.146 *-.161 **
-.023

.060
.046
.037
.037
.077
.079
.033
.062
-.036
.032
.016
.201 **
-.006
.025

.003
-.038
-.030
.080
.056
.092 †.069.131 *
.004
-.030
-.003
.064
.071
.013

-.062
-.189 **
.203 **-.027-.132 **
.156 **.014.239 **-.119 **

.043
.130 **.004.075 †-.155 **-.090 *
.162 **.138-.041-.164 **-.153 **
.208 **.186.188 **.103 **.182 **.356 **.338.481 **.094 **.081 *.423 **.407

注）** p < .01, * p < .05, † p < .10、表中の係数は全て標準化偏回帰係数2022.1019

感情労働のうち「相手感情の察知・共感」は、

果より、仮説1および2は、概ね支持された。

「離転職情報収集行動」と「離職意思」を有意に抑制し、「主観的患者／利用者満足度」と「創造性」を有意に促進していた。
「感情の不協和」
は、

4.4 心 理的資本が感情労働と諸結果との間を調整する効果「離転職情報収集行動」と「離職意思」を有意最後に、感情労働と諸結果との間を心理的資に促進し、「主観的患者／利用者満足度」を有本が調整するかどうか、を探索的に検討した。

意に抑制していた。
「ポジティブ感情の表出」は、

ただし感情労働が 3因子、心理的資本が 3因子、全ての従属変数に対して非有意であった。次に従属変数が 4つあり、交互作用の組み合わせは

心理的資本については、「レジリエンス」と「楽膨大である。紙幅の関係上、結果の全てを述観性」が「離転職情報収集行動」と「離職意思」

べないが、いくつかの興味深い結果を得ることを有意に抑制していた。
「自己効力感」は非有意ができた。本論文では、特に有意義なモデルのであった。また「主観的患者／利用者満足度」

みを抜粋して示すこととする。その結果は図表6と「創造性」については、心理的資本の下位因のとおりである。なお表中の回帰係数は、全て子全てが有意に正の影響を与えていた。この結非標準化係数である。

図表 6

感情労働と離職意思・創造性との間の関係を調整する心理的資本の効果

切片（統制変数）
年齢
勤続年数
女性ダミー
介護職員ダミー
生活相談員ダミー
ケアマネジャーダミー
看護師ダミー
リハビリ専門職ダミー
正規雇用ダミー
非管理職ダミー
訪問型ダミー
通所型ダミー
入所型ダミー
多機能複合型ダミー（感情労働）
ポジティブ感情の表出
相手感情の察知・共感
感情の不協和（心理的資本）レジリエンス
楽観性（交互作用項）
ポジティブ感情の表出＊レジリエンス
相手感情の察知・共感＊レジリエンス
感情の不協和＊レジリエンス
ポジティブ感情の表出＊楽観性
相手感情の察知・共感＊楽観性
感情の不協和＊楽観性
R2
自由度調整済みR 2

離職意思
2.438

従属変数

創造性
3.201

-0.009 **-0.006
0.099
0.222
0.182
-0.1040.061-0.3040.220 *
0.101
-0.137-0.251 †-0.339 *-0.0660.003-0.003-0.101 †
0.045
0.109
0.120
0.054
0.271 †
0.051
-0.0870.051
0.069
0.151 †
-0.002-0.098 **-0.301 **0.267 **

0.037
0.383 **
-0.034-0.312 **0.220 *
-0.187 †-0.111.197 **.173

0.178 **

-0.053-0.0250.064 †
.223 **.122注）** p < .01, * p < .05, † p < .10、表中の係数は全て非標準化偏回帰係数

202022.10

まず興味深い結果が得られたのは、感情労

このことから、感情労働と緒結果との間を、働を独立変数、心理的資本のレジリエンスを調

心理的資本の下位因子が調整する可能性があ

整変数、離職意思を従属変数としたモデルであることが示唆されるのである。ただし調整効果る。感情労働3因子とレジリエンスとの交互作を議論する際には、下位検定も実施する必要が用項3つを投入したところ、「ポジティブ感情のある。そこで、有意であった交互作用項につい表出×レジリエンス」が 5% 水準で有意であって単純傾斜分析を実施した。ここでは、特に有た。10% 水準であるが「相手感情の察知・共意義で興味深い結果のみに絞り込んで報告す感×レジリエンス」も有意であった。

る。単純傾斜分析の結果を図示したものは、

もうひとつは、感情労働を独立変数、心理的図表7 と図表8 のとおりである。

資本の楽観性を調整変数、創造性を従属変数「相手感情の察知・共感×レジリエンス」ととしたモデルである。感情労働3因子と楽観性いう交互作用項が、10% 水準で有意であった。

との交互作用項 3つを投入したところ、10% 水

これについて単純傾斜分析を実施し、その結果準ではあるが、「感情の不協和×楽観性」が有を図示したものが、図表7 である。

意であった。

図表 7

離職意思に対する相手感情の察知・共感とレジリエンスの交互作用分析
3
2.760
2.588

離
職
意
思

2.5
低レジリエンス

2.440

高レジリエンス
2
1.964

1.5

-1SD

+1SD

相手感情の察知・共感

その結果、低レジリエンスの場合、相手感情

p<.00）。

の察知・共感が離職意思に与える影響は認めら

また「感情の不協和×楽観性」という交互作

れないが（β=-.083, p=.131）、高レジリエンス

用項も10%水準で有意であった。これについての場合、相手感情を察知し、共感することが離も同様に単純傾斜分析を実施し、その結果を職 意 思 を 有 意 に 抑 制 し て い た（ β=-.230,

図表8 に示した。

2022.1021図表 8

創造性に対する感情の不協和と楽観性の交互作用分析

3.5
3.330

3.316
3.25

低楽観性

創
造
性

高楽観性
3.133
3

2.75

3.025

-1SD

+1SD

感情の不協和

その結果、高楽観性の場合、感情の不協和が、全ての従属変数に対して、有意な変数となが創造性に与える影響は認められないが（βらなかった。これは、本心とは異なる演技をし=-.011, p=.818）、低楽観性の場合、10% 水準でているという、Hochschild（1983）が言うとこはあるが、感情の不協和が組織成員の創造性

ろの「表層演技」に近似するものと見てよい。

を抑制していた（β=-.081, p=.069）。

表層的な演技をしている程度では離職を促進す

この結果より、仮説 3は、一部、支持されたといってよい。

５．結果とディスカッション
5.1 発見事実の要約と考察
職務ストレス研究の新展開と位置づけられる

ることはないが、同時にポジティブな行動・心理を導くこともないようである。管理者が感情
労働による “ポジティブな帰結” を期待するな
らば、「本心からの（Authenticな）感情労働」を促進する管理施策をどう設計するかという、別の課題に直面するだろう。

感情労働であるが、組織定着はもとより、主観

またストレッサとして作用する感情労働がも的な成果認識や創造性といったような “ポジテたらす様々な結果を、個人のポジティブな内的ィブな帰結” をも的確に説明する有益な概念で資源である心理的資本が調整するかどうかも実あることが確認された。心理的資本も同様、組証的に検証した。それが果たすいくつかの調整

織定着、主観的な成果認識や創造性を的確に効果の存在が示唆された。これは、既存研究説明する概念であることが確認された。

を補強する有意義な新知見であり、後続研究を

ただし感情労働の「ポジティブ感情の表出」

22

大いに刺激するものであろう。

2022.10

5.2 含意子分析および確証的因子分析を実施したが、因医療・介護の現場に従事する対人援助業務

子的妥当性が十分確認されない事態に直面し人員は、日頃、苛烈なストレス状況に曝露された。さらに尺度の内的整合性が低い因子があっている。ストレッサの除去自体がそもそも重要

たことも無視してはならない。

な経営課題であるが、それはしばしば容易では第二に、
コモン・メソッド・バイアス（Common

ない。しかしストレッサの影響を緩和するよう

Method Bias） 問 題 で あ る。Podsakoff et alに作用する心理的資本の働きが、本論文で一（2003）の手順に従い、一応、そのリスクが少定程度、確認された。この結果を起点として、ないことを示した上で分析したが、それが完全職場における心理的資本開発プログラムの有効に排除されたわけではない。第三者が評価した性を打ち出せるのではなかろうか。人員の組織指標等を個人データに紐つける手法等を駆使し定着という課題に直面する管理者が選択可能て分析することが本来求められるのだろう。こな方策の幅を、問題焦点型サポート以外にも広の点も、十分解決されているわけではない。

げていくことが期待される。有効な心理的資本

このように、われわれの研究には多くの課題

開発プログラムとはどのようなものか、それそが残されている。しかし「感情労働」と「心理のものが挑戦的な課題である。しかし、研究者的資本」の二つの概念が秘める理論的・実践や実践者が注力すべき方向性を具体的に示し的な価値が否定されるわけではない。

た意味で、本論文には一定の価値がある。
［利益相反］開示すべき利益相反はない。
5.3 限界と今後の課題［謝辞］本論文は、JSPS 科研費19K01914 およ

第一に、日本語版心理的資本尺度の改良を

び 19K01808 の助成を受けたものである。また継続することである。オリジナルの心理的資本

本論文は、日本労務学会第 50回全国大会自由の測定尺度は、米国の社会文化的文脈を背景

論題報告の内容をベースに、大幅に加筆修正に開発されている、原典に忠実に邦訳したとししたものである。問題点や改善への示唆を与ても、ただちに我が国で実施される調査でも妥

えてくださった参加者各位にも御礼を申し上げ当だということにはならないかもしれない。事たい。

実、今回、心理的資本尺度を用いて探索的因【引用文献】⃝Avey, J. B., Reichard, R. J., Luthans, F., & Mhatre, K.

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2022.10