産業ストレス研究(Job Stress Res.), ll, 175‑185(2004)[原著]

職場ストレススケール改訂版作成の試み(i) :ストレツサー尺度・ストレス反応尺度・コ‑ビング尺度の改訂
c j

太

郎人 子
i n

'

康 明裕

3

市津手

'

種島山

1
8
'

c o

正 子 子

秦.‑A 綾塚藤木

小 杉 正太郎1),田 中 健 吾1),大高 田 未 里3),河 西 真知子4),佐島 津 美由紀6),白 井 志之夫7),鈴
米 原 奈 緒3)

1)早稲田大学文学部, 2)聖徳大学人文学部, 3)早稲田大学大学院文学研究科
4)株式会社本田技術研究所朝霞研究所カウンセリングルーム, 5)広島大学大学院教育学研究科
6)ソニー株式会社厚木健康開発センター, 7)株式会社本田技術研究所栃木研究所カウンセリングルーム
8)鉄道総合研究所

The Development of Job Stress Scale ‑ Revised version (JSS‑R)( I ) :Stressor, Stress Reactions, and Coping Scales

Shotaro KOSUGIl', Kengo TANAKAl', Yasumasa OTSUKAl', KOtaro TANEICHI2'
Misato TAKADA3>, Machiko KASAI4), Sumiko SATO3), Akihito SHIMAZU5'
Miyuki SHIMAZU6), Shinobu SHIRAP, Ayako SUZUKP, Yuko YAMATE3)
and Nao YONEHARA3'
1) lVaseda University; School of Letters, Arts and Sciences, 2)Seitoku University; Faculty of Humanities
3) lVaseda University; Graduate School of Letters, Arts and Sciences
4)Honda R & D Co., Ltd.; Asaka Counseling Room, ^'Hiroshima University; Graduate School of Educatione)Sony Atsugi lVellness Center, 7)Honda R & D Co., Ltd.; Tochigi Counseling Room^Railway Technical Research Institute

Abstract This study aimed at developing the Job Stress Scale ‑ Revised version (JSS‑R) withreference to stressor, stress reactions, and coping scales. We tested reliability and validity oりSS‑R
on 9,548 employees of three different companies. The reliability of these scales were examined by
αreliability coefficients, that revealed high internal consistencies!α ‑.71‑‑.90). Confirmatory factor

analyses showed good fitness between data and scales. The cross validity of these scales was
confirmed by promax rotated factor analyses: The component items belonged in same factors among
the three different companies'.

Key words: Job Stress Scale‑Revised version (職場ストレススケール改訂版), occupational mental
health (職場のメンタルヘルス), psychologicaljob stress model (心理学的職場ストレスモデル) , occupational maladjustment (職場不適応)

著者連絡先:小杉正太郎‑175‑

産業ストレス研究(JobStressRes.)第11巻

第3号

2004年8月

業員が有する企業内資源と対応させ,従業員への心理1.はじめに的援助の指針とするところに特徴があり,次の諸点を近年の職場不適応対策は,疾患レベルの職場不適応

満たしている。すなわち, 1)心理的レベルの要因にや精神障害に関する予防‑発見‑治療‑職場復帰といよって構成されること, 2)心理的レベルの要因は,う従来型の対策から,疾患レベルには至らない段階で就業関連事項によって規定可能なこと, 3)心理的レの心理的レベルでの従業員集団の精神的健康状態を向ベルの要因は,心理的働きかけによって変化可能なこ

上することによって企業の生産性の向上を図ろうとすと, 4)モデルのアウトカムとして,職場不適応を位る対策へと移行しつつある1)。したがって,個人を対象置づけていること,である。

とした疾患レベルに主眼を置いた職場不適応対策か

心理学的職場ストレスモデルに基づいて,従業員のら,疾患レベルには至っていない従業員集団を対象と心理的レベルでの精神的健康を予防ないし回復するた

した心理的レベルでの精神的健康増進を目的とした職

めには, 1)従業員が,自身の就業環境に起因するス

場不適応対策は,極めて社会的要請に沿った取り組み

トレス状況をどの程度負担と自覚しているか(職場スであると考えられる。

トレツサーの質・量), 2)自覚したストレス状況への心理的レベルの職場不適応は,以下に述べる心理学

対処(コ‑ビング方略)や対処に関連する個人資源

的職場ストレスモデルによって理解することができ(ソーシャルサポート・ソーシャルスキルなど)などのる Fig.1に示した心理学的職場ストレスモデルは,ストレス低減・緩衝要因の自覚の程度, 3)精神的健≠心理的レベルの職場不適応者に対する心理的援助を康度(ストレス反応)を定量的に把握することが不可目的とした心理臨床的ストレスモデル〝である。この欠である。

モデルは,小杉2)3)が提出した2つの職場ストレスモデ

以上の見地に基づき,筆者らは心理学的職場ストレルを合成・補足したものであるi Lazarus & Folkman41

スモデルに準拠した多面的職業性ストレス測定尺度でに代表される心理学的ストレスモデルの構成要因を従ある職場ストレススケール(Job Stress Scale,以下

就業意欲
阻害要因

【全従業員に共通】
経営状態
眉岩9m¥
企業の社会的評価
コーポレイション・アイデンティティ

阻害要因の評定(アプレイサル)

1次評定
心理的ストレス
反応

2次評定

業務の社内重要性
管理職者能力管理方法

職場ストレッサー成立

資格
採用条件

勤続継続
職場適応

(肯定的展望)脅威(ネガティブ評定)【個人に特異的】
人事考課
職位(コービング)

無脅威(ポジティブ評定)【特定部署に共通】
業務特徴

部署構成員数阻害要田への対処

疲労感

lll

is ma罰
の検討

問題解決
情動調整

イライラ感
緊張感
憂うつ感

業務量過多
責任過剰

【コ‑ビングに関連する個人資源】

担当業務哩昧

社内ソーシャルサポート

役割葛藤
裁量権不足

個人のソ‑シャルスキル
人事異動体験敷
定期移動・定年までの時間(否定的展望)ISil列国自ffllt能福利厚生

Fig.1心理学的職場ストレスモデル

‑176‑

職場不適応

職場ストレススケール改訂版作成

JSSと略記)を開発している5)6)開発から現在までの

また, JSSを構成する下位尺度の中には,ストレス問に,職場不適応の深化過程における最終経路と考え反応尺度の下位尺度である「過敏」 (α‑.64)のように,られる7)抑うつ尺度を追加するなどの8)マイナーチェ

信頼性係数が十分とはいえない尺度も含まれている6)ンジを行い,現在は141項目から構成されるJSSが使ことからも,改訂の必要性は支持される。

用されている"。 Tablelに, JSSの構成と信頼性係数

さらに,筆者らの研究グループでは, JSSを使用しを示したJSSは,職場ストレツサー尺度28項目,

た調査データの蓄積を行っており,最近の報告では,

コ‑ビング尺度31項目,ストレス反応37項目,ソー

調査対象者数が10,000人を超えている11)したがっ

シャルサポート15項目,虚偽尺度10項目,緩衝項目て, 2,509名のデータを基に分析され,構成されたJSS

10項目,予備項目10項目n)の計141項目によって,について,大規模データを使用して再分析し検討する

前述の諸要因を全て測定できることが,最大の利点でことが可能である。尺度の信頼性および妥当性についある。

て大規模データを基に再検討することで,尺度項目がしかし,次の2点を考慮すれば,項目数のより少な精選され,上に述べた項目数の減少という課題も達成されるものと考えられる。

い尺度構成に改訂する必要性が指摘できる。すなわち,
1)質問紙に含める項目数は,経験的に120‑130が限度であるとされていること

2)この種の調査票は,以上を踏まえ,本研究では, JSSの改訂版(Job
Stress Scale ‑ Revised version : JSS‑R)を作成し,勤務時間内に実施されることが多く,検査は短時間でその信頼性および妥当性の検証を行うこととした。な行われるため,多項目からなる調査票は,回答者の受お,ストレス低減・緩衝要因としては,コ‑ビングが検態度を崩しやすいこと,である。

特に重要であり,職場ストレツサーへの有効なコ‑どングを示唆することは,職場不適応感を自覚する従業

Tablel JSSの構成およびα係数
尺度

下位尺度

員が,早期に適応状態を確保する有効な対策であると
項目数 α係数C ‑O "** LO

能力欠如
過度の負担

t O

役割不明瞭

O O

ポートといった要因は,コ‑ビング方略の選択頻度を決定する要素であって,ストレス低減要因としては何

トレツサー尺度,ストレス反応尺度およびコ‑ビング

・
‑

OO

o

OO

C ‑

要因として,コ‑ビング方略を採用することとし,スt

L O

対人場面での緊張感要である。そこで, JSS‑Rでは,ストレス低減・緩衝
oCO

循環器系の不調

よりもまず,コ‑ビング方略を測定評価することが重

o

怒り

亡 D

i
o

尺度の3尺度について信頼性・妥当性の検証を行った。

‑
*
r

CO

2.日

l

* ォ *

的

i

CTl
OO

‑

O

抑うつ

L O

疲労
過敏

GO

ストレス反応亡 D

ストレツサー

C‑

過度の圧迫

言われている12)13)ソーシャルスキルやソーシャルサ<

構成される。田中,小杉14)は,これら4種類のストレツ

in ln
N Ifi

諦め
行動・感情の抑制

負担〝 "役割不明瞭〝 "能力欠如〝の4因子28項目より

N
N

他者からの相談を求める

JSSのストレツサー尺度は, "過度の圧迫〝 "過度の

OI
ID

コ‑ビング

tD

積極的な問題解決
逃避

サーについて主成分分析を行い,ストレツサーの種類

注)ストレツサー尺度とストレス反応尺度については島
津9)の報告に基づいて作成した。

が, "過度の圧迫〝 "過度の負担〝から構成される「量的負荷によるストレツサー」と, "役割不明瞭〝 "能力'1)予備項目10項目は,島津,布施,種市,大橋,小杉6)において,因子分析による尺度構成の際に採用されなかった職場ストレッサー
項目5項目,および緩衝項目5項目である。これらは,本来は調査票から削除すべき項目であった。島津ら6)が行った信頼性・妥当性の検証では,サンプルは, 2企業からランダムにそれぞれ600名 300名を抽出した900名で仮尺度を構成し, 2,509名の1企業従業員のデータに基づいて最終尺度構成を行っている。しかし,筆者らは,企業におけるメンタルへJL,ス活動の一環として調査を行っているため,以降のデータ蓄積によっては,未使用項目の再使用の可能性も考えられた。このため,これらの10項目は,調査票に残され
m

‑177‑

産業ストレス研究(JobStressRes.)第11巻 第3号 2004年8月
欠如クから構成される「質的負荷によるストレツサー」

担を考えれば,より少ない項目で尺度構成するのが好の2成分に集約されることを示している。大規模デー

ましい。

タによる再分析によって,田中,小杉14)が示唆したよ上記より,コ‑ビング尺度についても項E]数を減少

うなより単純な因子構造で表すことが出来る可能性がすることを目的として,本尺度を再度因子分析し,宿ある

頼性・妥当性の検討を行う。

Karasek15'の要求度‑コントロールモデル(Job Demand‑CoTltrol Model)を中心とした職業性ス

3.方トレス研究でも,職場ストレツサーを量的負荷および質的負荷の2側面から検討されており, JSSについて

法

3.1調査対象
工業系企業A事業所従業員2,946名, B事業所従業も,同様の内容を示す,より単純な因子構造で説明で員3,329名,および建設系企業従業員4,307名,合計きる可能性がある。
そこで,本研究では, 1)項目数を減少し,被調査10,582名を対象に調査を実施した。そのうち,回答が者が回答を行う際の負担を軽減すること,およびそれ有効であった9,548名(男性8,729名,女性819名,

により, 2)因子の構造を単純化の可能性を探索する

平均年齢38.1歳, SD9.20)を分析対象とした。有効

こと,の2点を目的として,信頼性・妥当性の検討を

回答率は90.2%であった。

行うことを目的とする。

3.2 調査時期
1997年1月 ‑2001年9月。

また, JSSのストレス反応尺度は, ≠怒り〝 "循環器系の不調〝 ≠対人場面での緊張感〃 "疲労〝 "過敏〝 "抑3.3 調査票:

うつ〝の6因子37項目から構成される1)0(a)職場ストレツサー尺度:小杉1)による職場ストレ

このうち, "抑うつ〝尺度については,鈴木,青木,

ススケール(JobStressScale:JSS)より,職場ス

柳井,本郷16)による東大式自記健康調査票(Theトレツサー尺度28項目,および予備項目より職場ス

Todai Health Index : THI)より,抑うつ10項目をトレツサー項目を表す5尺度の合わせて33項目を採用し,ストレス反応尺度に追加している8)。信頼性に使用した。職場ストレツサー4尺度(過度の負担,

ついてはα‑.91という高い値が報告されているもの

過度の圧迫,役割不明瞭,能力欠如)は,回答が5の9),追加尺度も含めて尺度構成から検討してはいな

件法で行われ,各質問項目に対し,ストレツサーがいため,再検討の必要がある。

高o順に, 5点(よくあてはまる)〜1点(まったくあてはまらない)が与えられるものである。

また,下位尺度である ≠過敏''の信頼性が尺度作成時6)(α‑.69, N‑2509)から,その後の報告9)(α‑.64,(b)心理的ストレス反応尺度:JSSよりストレス反N‑6740)まで,一貫して低いことも問題となる。

応6尺度(怒り,循環器系の不調,対人場面での緊張感,疲労,過敏,抑うつ)を使用した。回答は5

そこで, JSSのストレス反応尺度についても因子分件法で行われ,各質問項目に対し,ストレス反応が

析し,信頼性・妥当性を再検討する。
一方, JSSのコ‑ビング尺度については,上述のス高い順に, 5点(よくあてはまる)〜1点(まったトレツサー尺度およびストレス反応尺度のような下位

くあてはまらない)が与えられるものである。

尺度に関する大きな問題は指摘されていない。しかし,(C)コ‑ビング尺度:JSSより,コ‑ビング5尺度

信頼性に関しては, "行動と感情の抑制〝のα係数(積極的な問題解決,逃避,他者からの援助を求める,

が.55という報告もあり,職場ストレツサー尺度,お諦め,行動・感情の抑制)を使用した。回答は4件

よびストレス反応尺度と同様,コ‑ビング尺度につい法で行われ,各質問項目に対し,コ‑ビング採択頻ても,大規模データによる尺度の精錬による項目の削度が高い順に, 4点(よくした) 〜1点(しなかっ減が期待できる。一般に企業メンタルヘルス活動におた)が与えられるものである。

いて, JSSのようなストレススケールを用いる場合に4.結果と考察は,職場ストレッサー,ストレス反応等とコ‑ビング
を合わせて,ストレス・プロセスの諸側面を多面的に

4.1職場ストレッサー尺度の構成と信頼性の検討

測定することが多いため,被調査者の回答に対する負‑178‑

まず, JSSの職場ストレツサー33項目について,最職場ストレススケール改訂版作成

尤法・プロマックス回転による因子分析を行った*2)

いことから,両者は互いに独立した因子であると考え固有値落差,因子寄与率,解釈可能性などを総合的にることができた。

考慮し, 3因子解が最も適切であると判断した。ただそれぞれの信頼性については, α係数による内的整

し, 2つ以上の因子に高い負荷を示す項目が10項目見合性の検討を行った。その結果,各因子におけるα係出されたため,これらの項目を除外し,再度同様の因数は,それぞれ.87,.82,.90であり,十分な信頼性が確

子分析を行った。その結果, 3因子23項目による尺度

認された。

が構成された Table2に,構成した下位尺度を示した。

なお,第3因子は3項目で構成され,α係数も.90と非常に高かった。このため,回答者の回答傾向が一定

第1因子は, JSSの"役割不明瞭〝 ・ "能力欠如〝のの方向に偏っている可能性は否定できない。しかし,2つの下位尺度項目で構成される「質的負荷によるス

第1因子「質的負荷によるストレツサー」,第2因子「量トレツサー」尺度であった.第2因子は, JSSの"過的負荷によるストレツサー」とは異なる回答傾向を持度の圧迫〝 ・ "過度の負担〝の2つの下位尺度項目で構

つ,独自な因子であり,因子的妥当性の見知からは,成される「量的負荷によるストレツサー」尺度であっ

尺度構成上一定の意味を持つ下位尺度と考えられる。

た。第3因子は, JSSの"過度の圧迫〝 ・ "過度の負担〝

また,従来のJSS因子と本分析によるJSS‑R因子の2つの下位尺度項目のうち,部下に関する3項目での因子間相関を算出したところ,「質的負荷によるスト構成される「部下に対する責任」尺度であった。このレツサー」は, 「役割不明瞭」 ・ 「能力欠如」とそれぞれ

うち, 「質的負荷によるストレツサー」と「畳的負荷に

r‑.86,.96の高い相関係数が得られており,後者の2よるストレツサー」との間の因子間相関はr‑.04と低因子に対応する構成概念を「量的負荷によるストレツ

Table2 職場ストレッサー尺度の因子分析結果

No

旧分類

SB 3

役割 不明瞭

新分類

今 の 仕 事 に は, は っ き り した 目 標 や 目的 が な い

.8 0

一.1 5

.06

.6 0

SC 6
SC 1

能 力 欠如
能 力 欠如現 在 担 当 し て い る業 務 に興 味 が も て な い
職 場 で 自 分 に 何 が 期 待 さ れ て い る の か 分 か らな い

.7 4

一.0 8

.10

.4 9

.6 8

‑ .0 5

‑ .06

.5 1

SC 5
SC 3

能 力欠 如
能 力欠 如職場 内 で, 自分 の責任 範囲 が どこまでか分 か らない
重 要で ない仕 事 を担 当 してい る

.6 7

.1 3

‑ .07

.5 1

.6 5

‑ .2 4

.05

.4 4

S B 4

役 割不 明瞭

質 的負荷 に よる

職務 内容 につい ての説 明が 不明 瞭 であ る

.6 5

.1 0

.03

.4 2

SC 9

能 力欠 如ス トレ ツサ ー

職 場 で の 自分 の 権 限 が どれ ほ どな め か 分 か ら な い

.5 9

.1 6

‑ .05

.4 1

SC 8

能 力欠 如自分 の 仕 事 は 社 会 的 に 尊 敬 され て い な い.5 0‑ .0 4

.00

.2 5

SC 7

能 力欠 如部 署 の 決 定 事 項 に ほ とん ど影 響 力 が な い

.4 8

一.0 9

‑ .23

.3 9

SD 3

過 度 の負担

仕 事 の 成 果 が 高 く評 価 され な い

.4 5

.ll

.06

.2 1

S C 2

能 力欠如

私 の 仕 事 の や り方 は 不 適 切 で あ る

S B 6

役 割不 明瞭

よ く知 らな い 分 野 の 仕 事 を 担 当 して い る

.4 2
.3 7

.22
.17

‑ .0 8
一.0 7

.2 6
.2 0

SD 7

過 度 の負 担

私 の 仕 事 は一 人 で 行 う に は 多 す ぎ る

.0 8

.76

一.0 1

.5 9

SE 3

過 度 の圧 迫

自分 の 仕 事 を す る た め の 十 分 な 時 間 が な n

.1 0

.74

.0 0

.5 7

SD 6

過 度 の負 担数 多 くの 仕 事 を こな さ な け れ ば な ら な い‑ .1 3

.0 9

.5 2

SE 5

過 度 の圧 迫

量 的負荷 によ る

仕 事 で 要 求 さ れ て い る水 準 が 高 す ぎ る

.1 5

.68
.60

SE 1

過 度 の圧 迫

ス トレ ツサ ー

家 に持 ち帰 る ほ ど仕 事 が 多 い

.0 2

.59

‑ .0 6
. 13

.3 8
.4 0

SA 4

過 度 の圧 迫

今 の 仕 事 は と て も難 し く 複 雑 だ

SA 6

過度 の圧 迫ノ ル マ や 納 期 に 追 わ れ る 業 務 を担 当 し て い る

SA 3

過度 の圧 迫有 給休 暇 が取 れ ないS 芸…

還蓋 ≡≡ 纏、に対 す る項目≡ 至 ≡嘉蓋 窯

FI F2… 芸 喜 重 複.貰 bi . 芸 三

固有値

F3

.0 0

.5 9

‑ .0 9

.3 3

一.0 7

.5 4

.0 1

.3 0

.0 0

.3 7

. 19

.2 1

l …
…2
0

…
……

.8 7

.7 6

.8 6

.79

.8 4

.70

10.74 6.62 3.07
FI F2
FI

因子間相関

F2

F 3

.2)分析には,統計パッケージSASの'FACTOR'プロシジャを使用した.以降の分析も同様である。

‑179‑

共通性

.04

‑.42

‥

.24

F3

産業ストレス研究(JobStressRes.)第11巻 第3号 2004年8月
サー」因子で測定できているものと考えられる。

の反応であることを残調するために変更した。"イライ同様に, 「量的負荷によるストレッサー」は,従来のラ感〝は"怒りJ', "身体不調感〟は"循環器系の不調〝,

JSSの「過度の圧迫」・「過度の負担」とそれぞれ≠緊張感〃はや対人場面での緊張〝, "疲労感J'は"疲労JV,

r=.75の有意な高い相関係数が得られているが, 「部"憂うつ感〝は≠抑うつ''に該当する因子である.

下に対する責任」も, 「過度の圧迫」 ・ 「過度の負担」と信頼性については, α係数による内的整合性を検討の間にr‑.73,.57の相関が得られており, JSSの「過した。その結果,各因子のα係数は第1因子から順度の圧迫」 ・ 「過度の負担」のうち,特に部下に関するに.89,.88,.86,.79,.81であり,十分な信頼性を持つ

量的な負担が因子的に異なる構成概念として抽出されことが示された。

たと考えられる。なお,旧JSSとJSS‑Rとの因子問相

なお, JSS‑Rと旧JSSととの因子間相関は, Table

関は, Table3に示した通りである。

5に示した通りである。"イライラ感州身体不調感//w疲

4.2 職場ストレッサー尺度の妥当性の検討

労感〝はJSSと構成因子は全く同一であるため,相関妥当性に関しては,交差妥当性および因子的妥当性の検討を行った。

係数は算出していない。 ≠緊張感〃 "憂うつ感〝についてはそれぞれr‑.98と高い相関を示しており,JSSでまず,交差妥当性を検討するために, 3事業所ごとに因子分析を行った。その結果, 3事業所間で,各因測定されていた構成概念を十分測定できるものと考えられる。

子に所属する項目は同一であることが明らかとなった。

JSSの"過敏か国子に該当する項目が採用されなかったことについては,尺度項目の内容(神経質なほ

また,因子的妥当性に関して,確認的因子分析にようである等)がストレッサーに引き起こされる状態とる適合度指標の検討を行った。その結果, GFI‑.89,

してのストレス反応よりも,本人の持っている特性とAGFI‑.86, CFI‑.87, RMSEA‑.07であった。以しての側面との関連が強いことが懸念されるため,ス

上より,本ストレツサー尺度の妥当性が示された。

トレス反応の指標となる構成概念としては,相応しく

4.3 心理的ストレス反応尺度の構成と信頼性の検討なかったと考えられる。

JSSのストレス反応尺度37項目について,最尤法・4.4 心理的ストレス反応尺度の妥当性の検討

プロマックス回転による因子分析を行った。固有値落

まず,交差妥当性を検討するために, 3事業所ごと差,因子寄与率,解釈可能性などを総合的に考慮し,に因子分析を行った。その結果, 3事業所間で,各因6因子解が最適であると判断した。しかし, 1) JSS子に所属する項目は同一であることが明らかとなっの下位尺度"過敏〝に相当する困子項目が複数の因子mに分かれて所属しまとまりが悪い, 2)因子負荷量のまた,因子的妥当性に関して,確認的因子分析によ低い項目(.35以下)があるといった問題が認められる適合度指標の検討を行った。その結果, GFI‑.92,

た。そのためAGFI‑.90, CFI‑.92, RMSEA=.06であった。以1), 2)に該当する項目を除き,再分析した。その結果, "イライラ感…身体不調感〝 "緊張

上より,本ストレス反応尺度の妥当性が示された。

感〝 "疲労感〝 "憂うつ感〝の5匪ト子28項目による尺度

4.5 コ‑ビング尺度の構成と信頼性の検討が作成された Table4に,構成した下位尺度を示し

JSSのコ‑ビング尺度31項目について,最尤法・プた。なお,従来のJSSの因子名は,疾患レベルの反応

ロマックス回転による因子分析を行った。固有値,解を連想しやすいと考えられたため,より心理的レベル

釈可能性などを総合的に考慮した結果, 3因子解が最Table3 JSS‑RとJSSとの因子間相関(ストレッサー)

過度の圧迫

I 質的負荷II 量的負荷m 部下に対する責任

JSS因子
役割不明瞭
能力欠如

過度の負担

‑.21*** .86*** .96*** .02.75*** .09*** .07*** .75***.73***‑.29***‑.40***.57******♪<.OOl‑180‑

職場ストレススケール改訂版作成

‑
U
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O
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蝣
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5

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i‑i cs) co‑^ Ln

fc Cjl,[jl,Ll,︻上

國子間相関

5

l

CO
o

I

6

i

仕事を終えたとき,疲れきっている
疲れてぐったりすることがよくある
敬,起きたときから疲れ切っている仕事を少ししただけで疲れる

1

疲労感

0

労労労労
疲疲疲疲

2a
̀4‑53
i
;as

H O rt"m N N N
IN H M rH Tl"S O O N H U l QM
U
O i‑H O O O O OO O O O.‑I 0 oooo to‑ to in in co co

Holco co en"# en o en4.4‑OO N W O
O O O O O i ‑ H en
O co c‑ c‑ to‑*r

I N

緊張感

見知らぬ人に会うと非常に落ち着かない
見知らぬ場所にいくと非常に落ち着かない
引っ込み思案なほうである
会議などで質問されると,取り乱す上司が来ると,ふるえるほど緊張する上司が見ていると,仕事が手につかない

a

4

F

3

a

2

ォ 5

対人場面での緊張感対人場面での緊張感対人場面での緊張感対人場面での緊張感対人場面での緊張感対人場面での緊張感

F

i n

RC5
RCl
RC6
RC4
RC2
RC3

項目
人生に希望が持てない
自信が持てなくなってきた
元気が出ない憂うつ感 いつも気がめいっている
ゆううっな気分である
孤独を感じることが多い
今までの生き方は間違っていたと思う
すぐカアツとなる
ちょっとしたことで腹を立てる
自分の思い通りにならないと,すぐカァ
イライラ感
ひどく腹を立てることが多o
ちょっとしたことで感情を宰しやすい
指図されると腹が立つ
動侍がして苦しいことがよくある
息が苦しいことがよくある
身体不調感 心臓が異常に早く打つことがある
胸や心臓に痛みが走ることがよくある
息切れがしやすいto re h cj> co Tf oo
N N t‑ ォ) U3 (﹂J in

H

心臓血管系の不調
心臓血管系の不調
心臓血管系の不調
心臓血管系の不調
心臓血管系の不調

新分類

1

C O

RB2
RB4
RB3
RB5
RBl

a

旧分類

つつつつつつつnノhソnソnノhソnソi^m邑aazas
asax邑
抑抑抑抑抑抑抑 怒怒怒怒怒怒

n l

tr
of
E﹂的mmmmc
的mm<<<No性
過Table4 心理的ストレス反応尺度の因子分析結果

7

9

3

6

Table5 JSS‑RとJSSとの因子間相関(ストレス反応)

JSS因子

感感
感ラ調
つイ不惑惑
うラ体張労
憂イ身緊疲

‑> a s fc >抑うつ.98***

怒。循環器系の不調漂.46***.47***

疲労過敏.43***.47***.60***.61***.34***.37***.41***.44***.39***.49***.34***.98***.42***.41***.47***.34***.60***.36***.39***.59***.41***.49.44***.41 ******♪<.001

も適切であると判断した。しかし1)2つ以上の因ことが示された。
なお, JSS‑Rと旧JSSととの因子間相関は, Table

子に高い負荷を示す項目がある,2)因子負荷が低い

項目がある等の問題が認められたため,これらに該当7に示した通りである。 "問題解決〝はJSSの"積極的する項目を除外し,再度因子分析を行った。その結果,な問題解決〝と構成項目が全く同一である。"問題放置〝
i"iサ*is***tj;Iは, JSSの"逃避〝 ・"諦め〝と高い相関関係にあり(順InJ‑JJm‑i.'ミwrr'iIJt"*'x''‥、=lここ′'to3I十j"22Kl口による尺度が構成されたTable6に,構成された下位尺度にr‑.73,.91)後者の2因子の内容を測定している因を示した。

子であると考えられる。 "相談〝は, JSSの"他者から信頼性に関しては,α係数による内的整合性の検討の援助を求める〝から1項目削除したものとなっておを行った。その結果,各因子のα係数の値は,第1因り子から順に.86,.77,.71であり,十分な信頼性を持つ‑181‑

r‑.96と高o相関係数が得られている.

産業ストレス研究(JobStressRes.)第11巻
Table6第3号

2004年8月

コ‑ビング尺度の因子分析結果

No

旧分類

新分類

項目

FI F2

C A g

積 極 的 な問題 解決

計 画 を立 て て,そ れ を実 行 した

C A 4

積極 的 な問題 解決

問題 点 を明確 に しよ う とした

C A 5

積極 的 な問題 解決

C A 2

積 極 的 な問題 解決

C A 8

積極 的 な問題 解決

C A 6
C A 7

積極 的 な問題 解決
積 極 的 な問題 解決

そ の 状 況 につ い て , さ ら に調 べ た
そ の 間 題 を解 決 す る こ とだ け に 集 中 し た

C A 3
C A 1

積極 的 な問題 解決
積 極 的 な問題 解決

そ の 状 況 を客 観 的 に 見 よ う と し た
自分 の過 去の経 験 を参考 した

C D 5

諦 め

C D 1

諦 め

C D 3

F3 共通性.7 1

I .0 3‑ .0 1

.5 2

一.0 1

‑ .01

.4 9

問 題 を ひ とつ ひ と つ 片 付 け た

.7 0
.6 9

‑ .0 2‑ .0 3.4 7

自 ら積 極 的 に行 動 した

.6 8

‑ .0 4‑ .0 7.4 4様 々 な 解 決 方 法 を試 した

.6 5
.6 2

.0 3

.10

.4 7

I .0 6
.0 2

.1 6
.0 1

.5 2
.3 6

.4 4

.1 5
一0 9

‑ .09
一0 6

.2 8
.2 0

時 の流れ に身 を任せ た‑ .0 7.7 7‑ .0 4.6 3

ど うす る こ と もで きず , 状 況 に 身 を任 せ た

一.0 6

.6 9

.05

.5 1

諦 め

何 もせ ず 状 況 が好 転 す る こ と を 期 待 し た‑ .0 9

.6 3

.0 2

.4 4

C D 4

諦 め

こ の状 況 は 変 え られ な い と思 っ た

.0 4

.5 3

一.0 3

.2 7

C D 2

諦 め

そ の 状 況 を あ るが ま ま に 受 け入 れ た

.2 6

.4 7

I .01

.2 1

C B 4

逃 避

「そ の 間 題 は重 要 で は な い 」 と 自分 に 言 い 聞 か せ た

.0 0

ー4 6

.0 1

.2 2

C B 7

逃 避

独 りの 時 間 を大 切 に した

.2 1

.4 2

‑ .0 5

.1 6

C B 5

逃 避

そ の 問題 以 外 の こ とで 忙 し く した

.0 1

.3 9

.0 7

. 16

C B 1

逃 避

し ば ら くの 間 ,

一.1 4

.39

. 12

.2 1

cc 3

他 者 か らの 援 助 を求 め る

似 た 経 験 を 持 つ人 に 相 談 した

.0 6

.0 0

.7 0

.5 3

E C 芸

監 書 芸: 宝 Z 琵 霊 芝 霊 霊 宝

霊

‑.1
.1 90

霊

.6 8

.4 1

cc 5

他 者 か らの 援 助 を求 め る

.0 2

.1 9

.6 0
.4 4

.5 0
.2 4

問題解 決

問題放 置

相 談

.6 0
.6 0

そ の 間 題 か ら遠 ざ か っ た

雲 芸 芸霊蒜に相 談 した

自 分 の お か れ た状 況 を人 に 話 した

固有値

7.95 3.78 1.45
FI F2FI
F2 ‑.33
F3 .41

因子間相関

.01

F3

‑

Table7 JSS‑RとJSSとの因子間相関(コービング)

JSS因子

H

決置
解放
題題談
開聞相

I

冒慧宗芸

逃避

㌫

諦め

行雲品芸情

m

‑.03***.35***‑.21***.37***‑.20***.73***.12***.91***.34***.38***

12***.96***.04***.20******♪<.OOl

4.6 コービング尺度の妥当性の検討

トレス反応尺度(37‑28項目),コ‑ビング尺度(31‑交差妥当性および因子的妥当性の検討を行った。交22項目)のそれぞれの尺度につ0て,尺度項目が削減

差妥当性に関しては,調査対象の3事業所ごとに因子された。企業のメンタルヘルス活動において,この種分析を行い,検討を行った。その結果, 3事業所間で,の調査票は,勤務時間内に実施されることが多く,検各因子に所属する項目に違いは認められないことが明

査は短時間で行われるため,より少ない項目で構成さらかになった。因子的妥当性に関しては,確認的因子れることが望まLv>6'この点からいえば, 3尺度合計

分析による適合度指標の検討を行った。その結果,

101項目から73項目へと項目が削減されたことに

GFI‑.93, AGFI‑.92, CFI‑. 3, RMSEA‑.06でよって,ソーシャルサポートやソーシャルスキルなどあった。以上のことから,本コ‑ビング尺度の妥当性のコ‑ビング資源となるストレス低減・緩衝要因を既が示された。

定する尺度を合わせて調査を実施しても100項目前後からなる多面的ストレス調査票が構成されることに

5.全体的考察なるため,十分に被調査者の負担が軽減できるものと考えられる。

5.1項目数について
本研究の結果,ストレツサー尺度(33‑23項目),ス‑182‑

職場ストレススケール改訂版作成

5.2 信頼性について

5.3 妥当性について

今回構成された3尺度の信頼性係数は,ストレッ

交差妥当性を検討するために,本研究の対象となっサー尺度(α‑.82‑.90),ストレス反応尺度

た企業の3事業所ごとに因子分析を行ったところ,各(α‑.79‑.89),コ‑ビング尺度(.71‑.86)のいずれ

尺度とも,いずれの事業所のデータにおいても,因子に尺度においても,項目数を減少させたにもかかわらに所属する項目は全て同一であった.また,確認的因ず,高い値が得られている。ストレッサー尺度につい子分析によるデータとモデルの適合性の検討を行ったては, JSSと比較して,より単純な因子構造に集約さところ,ストレツサー尺度,ストレス反応尺度,コ‑

れたのみならず,改訂による信頼性係数の上昇が認め

ビング尺度の0ずれの尺度においても, GFI>.85,

られている。ストレス反応尺度については,島津ら6)がAGFI>.85, RMSEA<.08と高い適合度指標が得らα係数の低さを指摘したストレス反応尺度下位尺度れている。これらの結果は,事業所の所在地,扱う業の「過敏(α‑.64)」尺度が,分析の過程で削除された

務等の全く異なる企業従業員集団に対して使用した場ことによって,信頼性の低さが際立った下位尺度は認合にも,本尺度の測定している構成概念の妥当性が極められなくなっている。コ‑ビング尺度についても,めて高いことを示していると考えられる。

より単純な因子構造に集約されているが,信頼性係数

また,各尺度の関連性についても,従来のJSSと改はJSSとほぼ同等の高さを示している。 1つの尺度に訂版の間で尺度間の相関関係はほぼ同一である

含まれる項目数が多いほど,尺度の信頼性が高まると(Table8)cこうした結果からも本尺度の妥当性が確認される一般論17)を考慮すれば,項目数削減による信頼できる。

性の低下を防ぐことができたことは,本尺度の精度の高さを支持するものと考えられる。
Table8‑1 JSS (原版)下位尺度の尺度間相関m

I 過度の圧迫
II 役割不明瞭
IIl 能力欠如
Ⅳ 過度の負担V

抑うつⅥ 思
vn fiS将器系の不調

‑ー

X

:

.12…

XII

XIII

XIV

XV

‑.06日事.16日書.76m .09事事事:.60*書事.35日.29事** .42榊.38日.26榊:‑.26… .16…‑.06*** .26… .05***.21日* .76**書 一一‑ ‑.01
.72事事事.09暮‖ 一.01

.12日書.60事事事.63**事.2小目.13ォォォ.35*** .33ォ*ォ.24ササ*.19サM .29*** .29*サォ.2‑i*サォ: .63書目.33書目.29*H .49*サ事.41*** .23***;‑.36日* .17日*‑.o小事暮.29日事.00‑‑ i.2小目.2小目.2小目.12*** .33日事.29***∴24*暮* .01 .05暮**‑.02 .16***
一.47日暮.47*事I .6小** .59*** .4小川

.47書目

11‑

.47HI .3小事事.28**事.16書目‑.08**事.30*** .08***.34*** .36日事.41*H .44***.11*事事.13***‑.01.14*事詛.01

一一一.10サM .IOサ*ト.03日.13*事事.04***.31*** .16***‑.01.27*** .03**.11日詛.12日事.0小目.19**事.09*H.03**.11*** .02.15*** .14***

一一ー

一.03事*.39*** .49書軸.3小目

Ⅷ 対人場面での緊張感
Ⅸ 璋労.08*** .42事事* .49日書.12日暮.25Mォ.38*** .41*ォ* .33日I.64*事事.36事** .39HI

X.23事日.26m .23書目.29書目.4小目.44**事.34*** .42書** .41書目

過敏

XI‑.12日暮‑.21日事.72*事暮:.12日事.13書目.19日事.08*** .25*** .23書暮詛! .27日*‑.06事詛詛.03日

ⅩI 積極的な問題解決.27暮詛詛‑.26日* ‑.36日事.2小事事
XII 逃避‑.06日暮.16事H .17*H .01
XIII 他者からの援助を求める.03*事 ‑.06日詛‑.0小事事.05***
ⅩlV 諦め‑.06*日.26書目.29日詛‑.02
ⅩⅤ 行動・感情の抑制.16**暮.05*暮事.00 .16日暮

一一一.4小・* .42*事事.59事** .41日事.49事H .4小*事

‑

.41日暮
‑‑

.28暮詛詛‑.11事書詛‑.10日詛‑.31*** ‑.11書目‑.03*暮.16*事* .13事** .10事暮* .16**事.12日事.11日事.03**.08***一.01.35ォサ* 、17Mォ

‑.03日

‑.01

小事事.02.35日暮‑.21書事事.37**書.17*** .45*** .31***‑…

09*ォ* .221日.30**事.1小目.13日* .27事事暮.19事事事.15*日.21日* .45日暮.09書目.08書目.01.37*日.31事** .22**事.30サ**.0小** .03日

.09書目.1小川

‑‑

.30事H

***♪<.OOl, **♪<.Ol, *♪<.05

Table8‑2 JSS‑R (改訂版)下位尺度の尺度問相関
in

質的負荷

量的負荷
部下に対する責任

Ⅳ
Ⅴ
Ⅵ
Ⅶ
Ⅷ

憂うつ感
イライラ感
身体不調感
緊張感
疲労感
問題解決
問題放置
相談

‑一一

IV

VI

vn

vm

;

K

XI

.05書目‑.39暮叫.62日事.33事** .28*** .43*事* .40事叫‑.34*** .30***一.06***.05日暮 ‑
.27日暮 .31*** .21*** .24*** .21*** .44***‑.39日* .27日暮 ‑‑ ‑.15書詛* ‑.04**書.04**書‑.13事事暮一.07***.62*** .31*** ‑.15***:.16*** .00.11***.31***.01‑.14***.46日暮.47書目.56書事* .61日Ii‑.27*** .31*** ‑.07***

L B椙sxHtsiEminxE.46***.28*** .24*** .04***.47暮事* .34書目.43*H .21書目‑ 13**事.56*** .36*** .39***‑.34*** .36*** .41*** ‑.11*** .17*** ‑.01
‑一

.39書目.49日事 ‑.10***‑.14***‑.02*.42*** ‑.29書**.26***‑.02*‑.11***.20***.04***.40日事.44**暮‑.07日ti .61**暮.41*** .49*H .42*事事‑.34*** .16*書* .31**事:‑.27事事事‑.11事事事‑.10日事‑.29事事事‑.11***.30日暮.00‑.14**暮! .31*H .17日事.14*H .26*事* .20***‑.06暮事* .11日暮.01‑.07日暮‑.01‑.02書 ‑.02書 .04*‡暮

一一‑.19***‑.19***.38*書*.38***.06**書.06***‑***♪<.001, **♪<.Ol, *♪<.05‑183‑

産業ストレス研究(JobStressRes.)第11巻

第3号

2004年8月

6.おわりにl^^Hki以上より, JSS‑Rを構成するストレッサー尺度,ス

1)小形正太郎.'ストレススケールの一斉実施による職場メン

トレス反応尺度,コ‑ビング尺度の3尺度の全てが,タルヘルス活動の実際‑心理学的アプローチによる職場メ

十分な信頼性・妥当性を備えた尺度であることが示さ

ンタルヘルス活動‑,産業ストレス研究, 7, 141‑150(2000)

れた。現在,本邦で利用されている同様の多面的職業

2 )小杉正太郎:職場不適応‑職場精神衛生活動と職場復帰の実際, In'リハビリテーションと心理臨床● (編著:小杉正

性ストレススケールの代表的なものとしては,

太郎・長田久雄), p.109‑130,川島書店,東京(1991)

NIOSH職業性ストレス調査票日本語版18)職業性ス

3)小杉正太郎:ストレスモデルと心理臨床,産業ストレス研

トレス簡易調査票19)の2つを挙げることができる。し究, 5, 62‑63 (1998)

かし,前者は179項目という多項目で構成される調査

4 ) Lazarus, R. S. & Folkman, S.: Stress, Appraisa一, and

票であり,被調査者の負担はかなり重いと考えられる。

Coping, Springer, New York (1984)

この点, JSS‑Rは今回取り上げた3尺度を合わせても

5)小杉正太郎(宿) :ジョブストレスの心理学的研究‑職場

73項目であり,他の要因を測定する調査票とテスト

メンタルヘルススケール解説書‑, ㈲パブリックヘルス1)

バッテリーを組んだとしても,約半数の調査項目で済サーチセンター,東京(1997)

むという利点がある。また,後者は57項目とJSS‑R

6)島津明人,布施美和子,種市康太郎,大橋靖史,小杉正太

よりも少ない項目で構成されているが,ストレツサー

郎:従業員を対象としたストレス調査票作成の試み(1)ストレッサー尺度・ストレス反応尺度の作成,産業ストレス研究,とストレス反応を緩衝する要因としては,ソーシャル4, 4ト52 (1997)

サポートと満足度の2要因が取り上げられるに留まっ

7)島津明人,小杉正太郎:職場不適応発生過程の検討,心理ている。ストレツサーへの対処の仕方(コ‑ビング)

学研究, 69, 198‑205 (1998)に主眼を置いた心理学的ストレスモデルに立脚したア

8)島津明人,小杉正太郎:職場不適応に関する検討,日本心プローチの視点からは,コ‑ビング尺度が採用されて理学会第61回発表論文集, 338 (1997)

いないこれらの尺度と比較して, JSS‑Rの利用可能性

9)島津明人.'ストレス調査に基づく職場メンタルヘルス活がより高いものと思われる。なぜなら,ストレス・プ

動,産業ストレス研究, 7, 151‑157 (2000)

ロセスを構成する諸要因の中では,コ‑ビングが特に

10)青木繁伸,鈴木庄亮,柳井晴夫:新しい質問紙健康調査票

重要であり,職場ストレツサーへの有効なコ‑ビング(THPI)作成のこころみ,行動計量学, 2, 4ト53 (1974)の採り方を示唆することが,職場不適応感を自覚するll)小杉正太郎,大塚泰正:カウンセリングを中心とした職場
ストレス対策‑職場ストレス調査からカウンセリングへの従業員にとって,早期に適応状態を確保する有効な対導入と心理ストレス・モデルによるカウンセリングの実際策であることは,先行研究からも明らかだからである12)13)‑,産業衛生学雑誌, 43, 55‑62 (2001)
12)小杉正太郎:コ‑ビングの操作による行動理論的職場カウ

このように,既存の尺度と比較しても, JSS‑Rの有ンセリングの試み,産業ストレス研究, 5, 64‑71 (1998)

用性は支持されるものと考えられる。今後,企業メン

13)佐藤澄子,島津美由紀,小杉正太郎:心理ストレスモデル

タルヘルス活動のツールとしての積極的な活用が望まに基づく調査票(職場ストt/ススケール)を用いた職場適応れる。

援助の実際,産業ストレス研究, 10, 127‑133 (2003)

ただし,本研究では,調査対象の多くが男性である。

14)田中美由紀,小杉正太郎.'職場での質的負荷および量的負

女性が成員の大多数をしめる組織等に関しては活用に荷と職務満足感との関連の検討,産業ストレス研究, 6, 130‑134 (1998)

際して,尺度項目の内容を再検討するなど,注意が必要であろうo性差の検討につ0ては,女性の多い職場・

15) Karasek, R. A. Job demands, job decision latitude, andmental strain: implications for job redesign, Administra‑

組織を対象として本尺度の妥当性を再検証するなどの手続きが課題として残されている。

tive Science Quartery, 24, 285‑307 (1979)16)鈴木庄亮,青木繁伸,柳井晴夫:THIハンドブック‑更大式自記健康調査のすすめ方,篠原出版,東京(1989)

付記 本研究の一部は,第75回日本産業衛生学会・第17)池田 央:テストの科学‑試験にかかわるすべての人に10回日本産業ストレス学会において発表された。
‑184‑

職場ストレススケール改訂版作成
研究グループ報告, In"労働の場におけるストレス及びその健‑,日本文化科学社,東京(1992)
18)原谷隆史,川上憲人,荒記俊一,三島徳雄,永田頒史:日康影響に関する研究報告書‑労働省平成11年度「作業関連

本語版NIOSH職業性ストレス調査票の心理測定特性,産業疾患の予防に関する研究」‑" (班長:加藤正明), pJ17‑

衛生学雑誌, 37 (臨時増刊), 156 (1995)

229 (2000)

19)大野 裕,下光輝‑,中村 賢,横山和仁:「ストレス測定」

‑185‑

(受付

2003年6月2日,受理

2004年7月8日)