社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(2）2017

原著

Relationships between Cognitive Appraisals of Elderly Welfare Policy,
Program, and Project for the Elderly at Home
在宅高齢者の高齢者福祉政策・施策・事業に対する認知的評価間の関係
Ryosuke DEI1) 2), Masafumi KIRINO3), Kazuo NAKAJIMA4), Takashi MURAKOSO3)
出井涼介 1) 2)、桐野匡史 3)、中嶋和夫 4)、村社卓 3)
1) Graduate School of Health and Welfare Science, Okayama Prefectural University
2) Research Institute of Community Care Management
3) Faculty of Health and Welfare Science, Okayama Prefectural University
4) Professor Emeritus, Okayama Prefectural University
1) 岡山県立大学大学院保健福祉学研究科
2) 地域ケア経営マネジメント研究所
3) 岡山県立大学保健福祉学部
4) 岡山県立大学名誉教授

Abstract
The purpose of this study was to reveal the relationships between cognitive appraisals of elderly welfare policy,
program, and project for the elderly at home. We conducted a self-administrated questionnaire survey of 600 elderly
subjects at home in Y-city, X-prefecture. The survey items contained basic attributes and cognitive appraisals of elderly
welfare policies, programs, and projects. We analyzed the causal model using structural equation modeling with datafrom 244 elderly subjects. Consequently, the causal model fits the data (CFI = 0.983, RMSEA = 0.067), and there wasa statistically significant relevance between the components of the causal model. The results suggest that a policy
evaluation based on the logic model can reflect the evaluation of the policy by citizens.
抄録
本研究は、在宅高齢者の高齢者福祉政策・施策・事業に対する認知的評価間の関係を明らかにすることを目的とした。調査は、A 県 B 市の在宅高齢者 600 人を対象に質問紙調査を実施した。調査内容は対象者の基本属性（性別・年齢）、高齢者福祉政策・施策・事業に対する認知的評価で構成した。統計解析には欠損値を有さない 244 人分のデータを使用し、構造方程式モデリングを用いて因果関係モデルを検討した。その結果、因果関係モデルはデータに適合し（CFI = 0.983、RMSEA = 0.067）、因果関係の要素間に統計学的に有意な関連性が認められた。以上の結果は、ロジックモデルに基づく政策評価に対し、市民の政策に対する評価を反映させられる可能性を示唆している。
Keywords: policy evaluation, logic model, structural equation modeling
キーワード：政策評価，ロジックモデル，構造方程式モデリング－－社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(2）2017

Ⅰ . Introduction

modeling (SEM) (hereinafter, logic model evaluation).

The outcomes of elderly welfare policies, such as

Furthermore, although the above guidelines show thethe allocation of appropriate resources and services,

importance of evaluation based on the viewpoints ofand the improvement of the quality-of-life for the

citizens and users (hereinafter, citizens), few studies

elderly are necessary for welfare issues occurring

are found that use the citizen’s evaluation index

in super-aged-society. An appropriate evaluation is(hereinafter, the citizen index) for policy, program,essential to measure the policy outcomes. In 2001,

and project. We believe an examination of policy

the Japanese government enacted the“Government

evaluation by index, with a scientific basis that

Policy Evaluation Act”aimed at promoting effective,

sufficiently reflects citizens’ evaluations, is an urgent

efficient operations and ensuring accountability torequirement.

the people by objective policy evaluations. Following

This study aims to reveal the relationships between

this, the Cabinet approved the“Basic Guidelines forcognitive appraisals of elderly welfare policy, program,

Implementing Policy Evaluation” and formulated

and project for the elderly at home, with the intention“Guidelines for Implementation of Policy Evaluation”2)of obtaining basic required information that contributes

1)to the systematization of policy evaluation.

in 2005. These documents emphasize policy
management based on the plan-do-check-act cycle
and the quantitative grasp of policy effects. However,Ⅱ . Methods

they do not show concrete and scientific evaluation

1. Subjects

methods. In Japan, various institutions conduct policy

The subjects are 600 elderly people at homeevaluation; however, their analytical method is not

in Y-city, X-prefecture. We conducted a self-consistent and their scientific basis is insufficient.

administrated questionnaire survey. First, we

In summarizing studies on policy evaluation,

explained the purpose and ethical considerations of3)

the study in writing and in an information session

which systematically evaluates policy effects and theto the 20 chiefs of the social welfare council branch4)-7)

causes of problems as a basis for policy evaluation.

in Y-city and we received their consent for the

Program evaluation includes a theory evaluation stage

survey. Second, we sent an explanation in writingthat examines the policy’s logical structure.3) The aimto the elderly at home who were the subjects of the

8)of the theory evaluation is to develop a“logic model,”survey and distributed the questionnaire. We judged

which includes a chain of causal relationships thatparticipation in the survey by whether there waslead to the achievement of policy objectives baseda reply from the questionnaire. We conducted theon the theory of program evaluation (program

survey for two months beginning in June 2015.

researchers emphasize “program evaluation,”

theory).

9)-11)

The causal relationship hypothesized

2. Survey Questionnaires

as a logic model requires appropriate evidence.3) In

The questionnaire contained items on basic

previous studies, some reports develop a logic model

attributes (sex, age) and a cognitive appraisal of thealong the framework and discuss how to develop

elderly welfare policy.

it. 12)-16) However, few studies empirically examine

In the survey, considering the policy structure, we

the developed logic model. Moreover, there are few

measured the cognitive appraisal of the welfare policy

studies in which the components of the logic model—on three scales: 1) policy, 2) program, and 3) project.

in the broad sense of policy dimension, including

For these scales, we prepared original questionnaire(narrow sense) policy, program, and project—are

items with the aim of scale development that canfaithfully scaled and the suitability of the assumed

be used as a citizen index in policy evaluations of

causal chain itself is examined by structural equation

municipalities nationwide. Regarding the design of－－社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(2）2017

items, we compiled the matters described in the

project is satisfying their needs.

“Act on Social Welfare for the Elderly,”“LongTerm Care Insurance Act” and the municipal

3. Statistical analysis

action plan of the whole country and used it as a

We constructed the causal model reflecting thereference. Furthermore, we also referred to previous

policy structure of elderly welfare policy in thestudies.

17)-19)Regarding the structure of scales, we

impact theory of logic model based on program

designed the survey so each scale has a conceptual

theory and conducted a statistical analysis. Impact

unidimensionality. We compiled the elements of thetheory, which refers to a part of the logic model,

policy’s basic philosophy listed in abstract sentencesshows a causal relationship that outcome (effect ofin the municipal action plan. Based on that, we

the improvement to beneficiaries) is caused by policy

constructed the cognitive appraisal scale for policy

output.9) As an analysis model, we constructed thewith four items measuring the achievement level ofindirect effect model in which the long-term outcome

policy’s basic philosophy in the citizens’ view. We set(dependent variable) was the achievement level of thea four-point scale for the answers (0: not at all, 1: notpolicy’s basic philosophy, the medium-term outcome

very much, 2: a little, and 3: very much). This means(primary factor) was the progress of program, andthat the higher the score, the more the citizen feels

the short-term outcome (secondary factor) wasthat the policy’s basic philosophy has been achieved.

the satisfaction of needs by project. We adopted

We prepared five items measuring the progress ofstructural equation modeling as a statistical analysis

program in the citizens’ view from the viewpoint ofmethod and examined the suitability of the analysis

whether the enhancement of basic programs listedmodel for the data and the relevance between

in the nationwide action plan supports the elderly at

variables. When analyzing the causal model, wehome and constructed the cognitive appraisal scale

introduced sex and age as control variables for thefor program with these items. We set a four-point

purpose of separating the effects of other variables

scale for the answers (0: not at all, 1: a little, 2: quite,from the relationship between each outcome.

and 3: sufficient). This means that the higher the

Prior to the analysis described above, we examinedscore, the more the citizen feels that the program

the construct validity of the scales in the study byis progressing. We prepared 28 items measuringconfirmatory factor analysis. We assumed that thesatisfaction of needs by project in the citizens’ view

cognitive appraisal scale for policy is a one-factor

from the viewpoint of whether the output of eachmodel, the cognitive appraisal scale for program is a

program placed under the project described above

one-factor model, and the cognitive appraisal scale forfunctions effectively to solve the citizen’s needs andproject is a second-order factor model.

constructed the cognitive appraisal scale for projectIn the above analysis, we used weighted least

with these items. We assumed the structure ofsquares with mean and variance adjustment

this scale to be five factors. Distribution of factors(WLSMV).20) As for model suitability, we assessed

and items were as follows: three items for healththe fit of the factor structure model and the causal

promotion support, four items for social participation

model above to the data with comparative fit index

support, 11 items for regional life support, three items(CFI)21) and root mean square error of approximation

for preventive long-term care service, and seven(RMSEA).22) In general, there are no crucial problems

items for enhancement of long-term care service. We

caused by the adoption of the model, on the condition

set a four-point scale for the answers (0: not at all, 1:that CFI is over 0.90 and RMSEA is under 0.10. We

a little, 2: quite, and 3: sufficient). This means that theutilized Mplus 7.3 for statistical analysis.

higher the score, the more the citizen feels that theIn the study, we received responses from 340 out－－社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(2）2017

of 600 elderly subjects (response rate: 56.7 % ). For

Table 2 shows the answer distributions of the
progress of program in the citizens’ view.

statistical analysis, of the 340 responses, we utilized

The suitability to the data from the one-factor model

244 questionnaires that did not have missing values.

related to the cognitive appraisal scale for program was
CFI > 0.999, RMSEA < 0.001 (Figure 2). We assumed

Ⅲ . Resultscorrelation between yB1 and yB2’s error variables.

1. Distribution of Basic Attributes

Table 3 shows the answer distributions of

The distribution of the sex of the participants

satisfaction of needs by project in the citizens’view.

was 104 male (42.6% ) and 140 female (57.4% ), andTable 2 Distribution of Answers to Items Related to theProgress of Program

the distribution of age was 73.0 mean (SD: 6.08)
with a range of 65–96.

2. Answer Distribution and Validity of Scale,WHPV

Table 1 shows the answer distributions ofachievement level of the policy’s basic philosophy inthe citizens’ view. The suitability to the data of theone-factor model related to the cognitive appraisal
scale for policy was CFI > 0.999, RMSEA < 0.001(Figure 1). We assumed correlation between yA1 andyA2’s error variables.

Table 1 Distribution of Answers to Items Related toAchievement Level of Policy’s Basic Philosophy,WHPV,DPSURXGWKDWWKHHOGHUO\
ZLOOVSHQGWKHROGDJHLQ<<FLW\LVFRPIRUWDEOH[$
HQYLURQPHQWWRWKHHOGHUO\7KHHOGHUO\LQ<FLW\OLYH[$ KHDOWKLO\ERWKSV\FKRORJLFDOO\DQG
7KHHOGHUO\LQ<FLW\KDVD[$
IXQDQGIXOILOOLQJOLIH
XQLWSHRSOH [$&DWHJRULHV
QRWDWDOO QRWYHU\PXFK
DOLWWOH

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FLW\      

7KHHOGHUO\LQ<FLW\DUHVHQGLQJD
UHDVVXULQJROGDJHHYHQLIFDUHLV[%     
QHHGE\HQKDQFLQJWKHUHJLRQDO
OLIHVXSSRUWRI<FLW\ 

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7KHHOGHUO\LQ<FLW\DUHOLYHO\DQG
LQGHSHQGHQWOLYLQJE\HQKDQFLQJ     
WKHSUHYHQWLYHORQJWHUPFDUH
VHUYLFHRI<FLW\ <FLW\KDVEHFRPHDQ
HQYLURQPHQWWKDWIDFLOLWDWHVFDUH
DWKRPHE\HQKDQFLQJWKHORQJWHUPFDUHVXUYLFHRI<FLW\      

[%     XQLWSHRSOH           

yB1

Achievement
L l off Policy’s
Level
P li ’
Basic Philosophyn=244n= 244
ʖ2 =0.120
df =1
CFI>0.999
RMSEA<0.001
Estimator:WLSMV

.622†
.791
.993
.990

yA1
yA2

VXIILFLHQW

7KHHOGHUO\LQ<FLW\OLYHKHDOWKLO\
DQGOLYHO\E\HQKDQFLQJWKH[%KHDOWKSURPRWLRQVXSSRUWRI<
FLW\ProgressgofProgram

.510

yA3
yA4

*Thepathcoefficientinthefigureisastandardizedestimate.
*†showstheconstrainedpathformodelidentification.
py*Inordertoavoidcomplexityerrorvariableswerenotshown.

Figure 1 Factor Structure of Cognitive Appraisal Scale for Policy－－n=244n= 244
ʖ2 =2.395
df =4
CFI>0.999
RMSEA<0.001
Estimator:WLSMV

.813†
.898
.964
964
.952
.915

yB2

.626

yB3
B3
yB4
yB5

*Thepathcoefficientinthefigureisastandardizedestimate.
*†showstheconstrainedpathformodelidentification.
py*Inordertoavoidcomplexityerrorvariableswerenotshown.

Figure 2 Factor Structure of Cognitive Appraisal Scalefor Program社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(2）2017

Table 3 Distribution of Answers to Items Related to Satisfaction of Needs by Project,WHPV+HDOWK3URPRWLRQ6XSSRUW
7KHVHUYLFHRQSURPRWLRQRIVHOIKHOSJURXSDQGFRPPXQLW\[& RUJDQL]DWLRQDFWLYLWLHVIRUKHDOWKSURPRWLRQLQ<FLW\VDWLVILHV
WKHQHHGVRIFLWL]HQV&DWHJRULHV
DOLWWOH
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7KHVHUYLFHRQSURPRWLRQRIDUELWUDU\SURMHFWLQ<FLW\VDWLVILHVWKHQHHGVRIFLWL]HQV

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FHQWHULQ<FLW\VDWLVILHVWKHQHHGVRIFLWL]HQV

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7KHVHUYLFHRQHQFRXUDJHGLVVHPLQDWLRQRIVXSSRUWIRUWKH
HOGHUO\ZLWKGHPHQWLDLQ<FLW\VDWLVILHVWKHQHHGVRIFLWL]HQV

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FLWL]HQV(QKDQFHPHQWRI/RQJ7HUP&DUH6HUYLFH
7KHVHUYLFHRQHQKDQFHPHQWRILQKRPHVHUYLFHVFHQWHULQJRQ[* FRPPXQLW\EDVHGVHUYLFHVLQ<FLW\VDWLVILHVWKHQHHGVRI
FLWL]HQV
7KHVHUYLFHRQLPSURYHPHQWRIIDFLOLW\VHUYLFHVVXFKDVORQJ
[* WHUPFDUHLQVXUDQFHIDFLOLWLHVLQ<FLW\VDWLVILHVWKHQHHGVRI
FLWL]HQV
7KHVHUYLFHRQSURPRWLRQDQGHQKDQFHPHQWRIORQJWHUPFDUH[* LQVXUDQFHEHQHILWFRVWRSWLPL]DWLRQSURMHFWLQ<FLW\VDWLVILHV
WKHQHHGVRIFLWL]HQV[*

7KHVHUYLFHRQLPSURYHDQGVHFXUHWKHTXDOLW\RIORQJWHUP
FDUHVHUYLFHVLQ<FLW\VDWLVILHVWKHQHHGVRIFLWL]HQV

7KHVHUYLFHRQIDLUPDQDJHPHQWRIVXUYH\DQGMXGJLQJRI[* FHUWLILFDWLRQRIORQJWHUPFDUHLQ<FLW\VDWLVILHVWKHQHHGVRI
FLWL]HQV
7KHVHUYLFHRQVWUHQJWKHQJXLGDQFHDQGVXSHUYLVLRQWR[* FRPPXQLW\EDVHGVHUYLFHRIILFHVDQGJXLGDQFHWRORQJWHUP
FDUHVHUYLFHRIILFHVLQ<FLW\VDWLVILHVWKHQHHGVRIFLWL]HQV
7KHVHUYLFHRQVHFXUHUHFHLSWRIQXUVLQJFDUHLQVXUDQFH[* FKDUJHVDQGSURSHUH[HFXWLRQRILQVXUDQFHEHQHILWVLQ<FLW\VDWLVILHVWKHQHHGVRIFLWL]HQVXQLWSHRSOH －－社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(2）2017

The suitability to the data of the second-order factor

primary factor, and the satisfaction of needs by projectmodel related to the cognitive appraisal scale foris a secondary factor. Its suitability to the data wasproject was CFI = 0.984, RMSEA = 0.088 (Figure 3).

CFI = 0.983, RMSEA = 0.067 (Figure 4). In addition, we

3. R elationships between Cognitive Appraisalsof Elderly Welfare Policy, Program, andProject for the Elderly at Home.

confirmed a statistically significant positive relevance

We assumed an analysis model in which theand secondary factor (path coefficient: 0.739).

between the dependent variable and primary factor(path coefficient: 0.862) and between the primary factor

achievement level of policy’s basic philosophy is a

The contribution ratio toward the achievement level

dependent variable, the progress of program is aof policy’s basic philosophy in the model was 70.5% .

.962†
.990
990
.934
HealthPromotion
Support

.961†
961†
.896
.892
.905
.945†
.927
.920
.859
.912
.911
.932
932
.967
.906
.937
.926
.938†
938†
.941
.867

SocialParticipation
Participation
Support

.869†
869†
.913
SatisfactionofN d b
Needsby
Project

RegionalLife
g
Support

.981
981
.953

n=244n244
ʖ2 =1002.441
df =345
CFI=0.984
RMSEA=0.088
Estimator:WLSMVPreventiveLongͲTermCare
Service.866

Enhancement
ofLongͲTerm
CareService

.948†
948†
.961
.959
.973
.871
.897
897
.941

*Thepathcoefficientinthefigureisastandardizedestimate.
*The
path coefficient in the figure is a standardized estimate*†showstheconstrainedpathformodelidentification.
*Inordertoavoidcomplexityerrorvariableswerenotshown.

yC1
yC2
yC3
C3
yD1
yD2
yD3
yD4
yE1
yE2
yE3
yE4
yE5
yE6
yE7
yE8
yE9
yE10
yE11
yF1
yF2
yF3
yyG1
yG2
yG3
yG4
yG5
yG6
yG7

Figure 3 Factor Structure of Cognitive Appraisal Scale for Project

HealthPromotion
SupportSocialParticipation
Participation
Support

sex

.880†
880†

age

.204
204

.119
119

.930
RegionalLife
g
Support

.971
971
.952

PreventiveLongͲTermCare
ServiceEnhancement
ofLongͲTerm
CareService.872

SatisfactionofN d b
Needsby
Project.739
739

R2 =0.043

ProgressofgProgram

R2 =0.606n=244ʖ2 =1435.136
df =688
CFI=0.983
RMSEA=0.067
Estimator:WLSMV

.862
862

Achievement
L l f P li ’
LevelofPolicy’s
BasicPhilosophy

R2 =0.705*Thepathcoefficientinthefigureisastandardizedestimate.
*† showstheconstrainedpathformodelidentification.
Inordertoavoidcomplexity,endogenousobservedvariables,error
order to avoid complexity, endogenous observed variables, error*Invariables,correlationbetweencontrolvariables,andinsignificantpathwerenotshown.

Figure 4 Relationships between Cognitive Appraisals of Elderly Welfare Policy, Program,and Project for the Elderly at Home－－

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(2）2017

Ⅳ . Discussion

in the study can be used for not only logic model

We conducted a study that aims to reveal theevaluation but also performance measurement as therelationships between cognitive appraisals of elderly

outcome index to measure the policy improvement

welfare policy, program, and project for the elderly at

effect. In addition, as in the study, disclosing thehome, with the intention of obtaining basic required

validity of the indices used for policy evaluation

information that contributes to the systematization

becomes necessary and important information forof policy evaluation. Concretely, we assumed a causal

considering the policy evaluation method.

model that positions cognitive appraisals of elderly

Second, we revealed that the causal model

welfare policy, program, and project by the elderly

assuming the logic model outcome according to

at home as outcome indices of the logic model andthe elderly welfare policy structure is statisticallyconducted a logic model evaluation to be examinedsupported. In the model, the cognitive appraisal of

in SEM. Conventional policy evaluation studies point

projects in the citizens’ view affects the cognitive

out the weak points of statistical tests based on theappraisals of policy through the cognitive appraisals ofas aprograms. Furthermore, we revealed that each policy,

quantitative grasping method of policy effects andprogram, and project evaluation has a statisticallyexperimental or quasi-experimental design

9)Furthermore,significant positive relevance. We think the result that

we adopted WLSMV for the estimator since theempirically revealed the appropriateness of the impact

observation variables of the scale for the analysis aretheory of elderly welfare policy and the contribution

the ordinal scale. WLSMV corrects the standard error

to the achievement of the policy’s basic philosophy

according to the distribution of data and outputs ain the view of citizen by the elderly welfare policy

stable estimate regardless of the sample size, thestructure. In addition, we interpret the result as

number of observation variables, and the normality

implying that there is no program and project thatraise the introduction of SEM.

3)23)24)

We believe it was appropriate todoes not affect the policy’s basic philosophy because

adopt SEM by WLSMV for the statistical analysis of

the contribution ratio and the pass coefficient for thethis study.

cognitive appraisal for policy obtained in the study

25)

of latent variables.

In the study, we first revealed that the following

were not low. In Japan, guidelines state that policies

are in the statistical tolerance regions: the construct

are to be evaluated from the basic three perspectives

validity from the structural aspect26)27) of the cognitive(necessity, efficiency, and efficacy).28) Depending on

appraisal scale for policy consisting of four items,

the nature of the policy, two further perspectives are

the cognitive appraisal scale for program consisting

added (fairness and priority).28) We believe the logic

of five items, and the cognitive appraisal scale formodel evaluation satisfies the above five perspectives

project consisting of 28 items. In recent years, an

and that a certain knowledge is obtained as a result.

examination of the validity of indices used for policy

For example, the necessity can be examined byevaluation in Japan has been required because

the presence or absence of statistically significant

conventional policy evaluations have conducted many

relevance between the components of the logic model;

performance measurements that rely on indicesthe efficiency can be examined by the contribution

whose validity has not been sufficiently examinedratio to the outcome and impact per resource whenThe

comparing the input of the policy with the path

results of the study indicate that a certain statisticalcoefficients of the considered logic model; the efficacy

affirmation was obtained for the validity of the scales

can be examined by the suitability to the data of theused in the study, and each scale has conceptual

developed logic model; the fairness can be examinedunidimensionality. This is the evidence for scoringby classifying the beneficiaries of policy by attributes

policy outcomes at the unit of factors and for using

and conducting multi-group analysis etc.; and thethe score for comparison. We believe the three scales

priority can be examined by comparing the suitabilityor whose outcomes cannot be compared.

7)

－－

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(2）2017

to the data of the logic model having common policy

Internal Affairs and Communications. [retrieved

beneficiaries and input, the presence or absence andon 1 Apr 2017]. Retrieved from the Internet:

strength of relevance between variables, and the<URL: https://www.env.go.jp/guide/seisaku/

contribution ratio to outcome and impact. From thecommi/pdf/24_1_5.pdf> (in Japanese)

above, we believe the method of evaluating the logic

3) Rossi PH., Lipsey MW., Freeman HE. Evaluation:model using the SEM proposed in the study is aligned

A Systematic Approach, Seventh Edition. Sage

with the perspective of conventional policy evaluation.

Publications, 2003.

Furthermore, we believe the method of evaluating

4) Final Report on the Policy Evaluation System.

the logic model using the SEM proposed in the study[online] Dec 2000, Study Group on Policy

satisfies the five perspectives of policy evaluation

Evaluation Method. [retrieved on 1 Apr 2017].

as well, and detailed information can be obtained

Retrieved from the Internet: <URL: http://www.

compared with conventional policy evaluation

soumu.go.jp/main_sosiki/hyouka/s_saihou.htm>

focusing on the performance measurement.

(in Japanese)

Therefore, in the study, we proposed the logic

5) Institute of Administrative Management. Detailed

model evaluation method using citizen index with

Policy Evaluation Guidebook: comprehensive

validity, which was not seen in the conventionalcommentary on laws, basic policies andsurvey, and examined it empirically. In addition,

guidelines. Gyosei, 2008. (in Japanese)

we revealed the possibility and importance of the6) Yamaya K. Policy Evaluation. Minerva-Shobo,

proposed method as well as the knowledge that

2011. (in Japanese)

contributes to the achievement of the policy’s basic

7) Ono T. Performance Measurement in thephilosophy. In the future, further study of the policy

Evaluation Practices of Japanese Government:

evaluation method is desirable. Concurrently, it is

Exploring the Quality of Measurement. Japanesenecessary to try to cross-validate the proposed logic

Journal of Evaluation Studies. 2013; 13(2): 21-36.

model, evaluate the whole logic model not limited

8) Logic model Development Guide. [online] 2 Feb

to the impact theory, introduce administrative

2006, W.K. Kellogg Foundation. [retrieved on 1

indices, and consider external factors and regional

Apr 2017]. Retrieved from the Internet: <URL:

differences and their application to the evaluation

https://www.wkkf.org/resource-directory/of policies, such as community care and community

resource/2006/02/wk-kellogg-foundation-logic-

development.

29)

However, we believe the findings

model-development-guide>

obtained in the study will have significant implications

9) Ryu Y, Sasaki R. Theory and Technique of“Policy

for the systematization of policy evaluations and

Evaluation”: Revised Edition. Taga-Shuppan,

project evaluations,30)

penetration of the concept of

performance measurement,

31)

2004. (in Japanese)and the future direction

10) Lee Y. The Use of Program Theory Evaluationof social welfare policies.

in Welfare: Information That Will Contribute to
the Improvement of the Program. Social science

References

review. 2016; (118): 1-12.

1) Basic Guidelines for Implementing Policy11) Nishide J. A New Current of Evaluation for

Evaluation. [online] 23 Dec 2001, Ministry ofManagement in Local Government Reform:

Internal Affairs and Communications. [retrieved

A Shift from Performance-focused to Theory-on 1 Apr 2017]. Retrieved from the Internet:

focused Evaluation Perspective. Japanese Journal<URL: http://www.soumu.go.jp/main_sosiki/of Evaluation Studies 2005; 5(1): 15-25.

hyouka/hyoka_hosinhonbun.html> (in Japanese)

12) Sato T. Studies on regional policies: A proposal

2) Guidelines for Implementation of Policyof the method to use the logic models on setting

Evaluation. [online] 16 Dec 2005, Ministry of

the indicators to evaluate the policies and－－社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(2）2017

programs at local government: through a case25) Kosugi K, Shimizu Y. Introduction to Structural

study on Toyonaka Municipal Government. The

Equation Modeling with Mplus and R. Kitaohji-

Japanese journal of regional policy studies. 2003;

Shobo, 2014. (in Japanese)(1): 147-153.

26) Messick S. Foundations of Validity: meaning and13) Sato T. About the method evaluating the activity

consequences in psychological assessment. ESTof council of social welfare: the logic model's

Research Report. 1993; 2: 1-18.

application in program evaluation. Kansai

27) Shimatani H. Granting Course Credit for

University of Social Welfare. 2010; 14(1): 45-52.

Performance on English Proficiency Tests:14) Sato T. About Project Evaluation of Municipal

Validity and Washback Effects. KumamotoSocial Welfare Council: Utilization of Logic Model

University Repository System. 2013; 62: 91-90.

by Program evaluation. Social Worker 2012; (19):28) Standard Guidelines on Policy Evaluation. [online]

8-17. (in Japanese)

15 Jan 2001, Ministry of Internal Affairs and15) Minamoto Y. Practice of Theory Evaluation in

Communications. [retrieved on 1 Apr 2017].

Japanese Policy Evaluation Setting: Applicability

Retrieved from the Internet: <http://www.

of Practitioners Co-evaluation and Reflection

soumu.go.jp/main_sosiki/hyouka/gaido-

Model. Governance Studies. 2013; (9): 17-30.

gaidorain1.htm> (in Japanese)16) Yonehara A. Utilization of Social Survey in29) Dei R, Mihara T, Mikane S, et al. Relationship

Theory Evaluation: A Case Study of "Co-between the Status and the Satisfaction Level

productive Social Survey". Governance Studies.

for Local Quality-of-Life for the Elderly Living at

2015; (11): 173-188.

Home. Japanese Journal of Social Welfare. 2015;17) Bradshaw J. A taxonomy of social need,56(2): 75-87.

McLachlan, G. ed. Problems and Progress in30) Oshima I. Present situation and its social

Medical Care: essays on current research,

conditions that inhibit evidenced-based practices

seventh series. Oxford University Press, 1972.

and their formative approaches from established

18) Lazarus RS., Folkman S. Stress, Appraisal, andin the Japanese society: Implications for

Coping. Springer Publishing Company, 1984.

improvement. Japanese Journal of Evaluation19) Miura F. Social Welfare Policy Research: Welfare

Studies. 2014; 14(2): 17-28.

policy and Welfare reform, Revised Edition.

31) Tanabe S. The Role of Program Evaluation as

National Social Welfare Council, 1997. (inComplement to Performance Measurement: The

Japanese)

Case of GPRAMA in the United States. Japanese20) Muthen LK., Muthen BO. Mplus User's Guide:

Journal of Evaluation Studies. 2014; 14(2): 1-16.

Seventh Edition. Los Angeles, 2012.
21) Bentler PM. Comparative Fit Indexes in
Structural Models. Psychological Bulletin. 1990;
107: 238-246.
22) Steiger HH., Lind JM. Statistically Based Tests
for the Number of Common Factor. annual
meeting of the Psychometric Society, Iowa City,
1980.
23) Weiss C H. Evaluation: Methods for Studying
Programs and Policies, Second Edition. Prentice
Hall, 1997.
24) Yasuda T, Watanabe N. Method of Program
Evaluation Study. Shinyo-Shya, 2008. (in Japanese)－－社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(2）2017－ 10 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(2）2017

原著

Construct Validity of a Rating Scale for Workplace Harassment among Nurses
看護師の職場におけるハラスメント測定尺度の妥当性
MIKANE, Sakae1), DEI, Ryosuke2), YAMAGUCHI, Mieko1), NAKAJIMA, Kazuo3)
實金栄 1)、出井涼介 2)、山口三重子 1)、中嶋和夫 3)
1) Department of Nursing, Faculty of Health and Welfare, Okayama Prefectural University
2) Graduate School of Health and Welfare Science, Okayama Prefectural University3) Okayama Prefectural University
1) 岡山県立大学保健福祉学部看護学科
2) 岡山県立大学大学院保健福祉学研究科3) 岡山県立大学

Abstract
The aim of this study was to develop a rating scale to ascertain the circumstances of acts of harassment(hereinafter, “harassment scale”) with the objective of obtaining basic data to aid workplace harassment prevention
measures. A survey of 2,837 Japanese nurses was conducted. The survey comprised items about basic attributes(sex, age, years of experience as a nurse, years of continuous work) and six items about acts of harassment
prepared with reference to earlier studies. Surveys were recovered from 1,205 nurses, 1,149 of which were
without any missing items and were processed for analysis. In the statistical analysis, the processed surveys wererandomly divided into two groups and the data of each group were examined by factorial invariance using a onefactor model composed of six items. The results of this analysis statistically supported the factorial invarianceof this harassment scale. The discussion describes the validity of the scale development procedure and future
prospects for use of this scale.
抄録
本研究は職場ハラスメントの予防対策に資する基礎資料を得ることをねらいとして，ハラスメント加害の状況を把握する測定尺度（以下，ハラスメント加害尺度）の開発を目的に行った。調査は日本の 2837 人の看護師を対象とした．調査項目は基本属性（性，年齢，看護師経験年数，勤務継続年数）と，先行研究を参考に準備したハラスメ
ントの加害行為を問う 6 項目とした．回収された 1205 人のうち，解析項目の欠損のない 1149 人を集計対象とした．
統計解析では，集計対象を無作為に 2 群に分割し，それぞれのデータに対して 6 項目で構成される一因子モデルの因子不変性について検討した．その結果，ハラスメント加害を測定する尺度の因子不変性が統計学的に支持された。
考察では尺度開発の手順の妥当性と，今後の尺度活用の展望について述べた．
Key Word: Harassment, Perpetrator, Construct Validity
キーワード：ハラスメント、加害者、構成概念妥当性－ 11 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(2）2017

1 Introduction

2.1 Survey subjects

In 2014, the Ministry of Health, Labour and Welfare

The authors surveyed 2,837 nurses working at(MHLW) published the “Report by the Working

one of the 25 facilities that consented to participate

Group for the Roundtable Conference Regardingfrom among the 165 medical facilities that wereWorkplace Bullying and Harassment” , which

randomly extracted by the authors from amongindicated that prevention of workplace “bullying andmedical facilities listed in the Status of Acceptance ofharassment” (hereinafter, “harassment”) is a pressing“Notification of Facility Criteria” published by eachmatter of policy. This report suggested that theRegional Bureau of Health and Welfare in Japan.

effects of harassment range widely from mental and

The survey was in the form of an anonymous self-

physical effects, such as depression1,2), post-traumatic

administered questionnaire. The questionnaires were

stress2), onset of fibromyalgia3), and job separation4),

distributed by nursing administrators (investigators)

5)

at the facilities that consented to participate.

1), to workplace effects, such as a reduction in
7)

workplace productivity or occupational accidents .

The questionnaires contained a clear explanation

Moreover, these effects may have been attributed

regarding the purpose of the study and the ethicalto extremely serious incidents. A review of previous

considerations, and subjects were requested tostudies revealed that, of the four-layer structureanswer the questionnaire and return it by mail only ifof harassment (perpetrator, victim, spectators,

they consented to participate in the study. Approval

6)

bystanders) , quite a few studies have examined

to conduct the survey was obtained from the ethicalthe relationship between impacts on victims andreview board of the authors’ institution (approval

9)

individual characteristics or workplace environment ;number: 317). The survey was conducted between

however, very few studies have examined these

November and December 2014.

8)

2.2 Survey content

10)factors in perpetrators of harassment . One reason

The survey was composed of items on basic

for this is the problem of rating scales. Rating scales
include the Leymann Inventory

subject characteristics (sex, age, years of experienceof Psychological Terrorization (LIPT-60) 12) , theas a nurse, years working at the present facility) and

Negative Act Questionnaire (NAQ)13), the Negative

items on harassment.

for harassment

11)

Act Questionnaire-Revised (NAQ-R) 14), the Work

Harassment is a superordinate concept

Harassment Scale (WHS) 15), and Work Bullying inencompassing bullying and harassment 19) and is

Nurses in Europe16) and the United States17). While

etymologically formed of the term “harass,” which

has developed a workplace bullying

means to annoy, and “-ment,” which is a suffix added

scale in Japan, this scale only measures harassment

to a noun to indicate a result, condition, action,

Munakata

18)

victims , and not acts of harassment by perpetrators.

or procedure on the previous term. Whether it isIf acts of harassment could be understood from thebullying or harassment, if an act annoys someone, it

perspective of the perpetrator, regardless of thatcan be perceived as harassment20). Terms associatedperson’s intent, that knowledge could offer significant

with harassment include “sexual harassment,”clues for the mechanisms of onset of harassment and“academic harassment,” “moral harassment,” andthe development of prevention measures.

“power harassment” (a Japanese-English term),2)

In light of the above, the aim of this study was toresulting in a mix of various expressions19). Thesedevelop a rating scale to ascertain the circumstancesindividual forms of harassment cannot always beof acts of harassment (hereinafter, “harassment

clearly classified21). In light of this, the present study

scale”) with the objective of obtaining basic data touses the term “harassment” as a generic term

aid workplace harassment prevention measures.

meaning “an act perpetrated against someone in
the same workplace that causes mental or physical2 Methods

suffering, or exacerbates the workplace environment,－ 12 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(2）2017

that exceeds the appropriate scope of work, andthe last two responses.

that is related to workplace superiority, such as job

2.3 Statistical analysis

status or interpersonal relationships.” This definition

To obtain suggestions regarding the construct

was given in the “Report by the Working Group forvalidity of the rating scale, the conformity of the pre-the Roundtable Conference Regarding Workplaceassumed six-item, one-factor model to the data was

22)

Bullying and Harassment” . At the same time, theexamined by confirmatory factor analysis. In this14)

statistical analysis, subjects were randomly divided

and the Inventory of Violence and Psychologicalinto two groups (Group A and Group B) and theauthors took the Japanese versions

2, 23)of the NAQ-R

24)

Harassment (IVAPT-PANDO) , as well as earlier
studies12, 13, 15-17, 25)

strength of factorial invariance was investigatedas references to select scale items

using simultaneous multi-population analysis withthrough brainstorming (examination of content

equivalence constraints of threshold alone in Step 1

validity) with staff work-ing in medical health and(Model I), factor loading in addition to Step 1 in Step

welfare settings and university faculty specializing in

2 (Model II), and error variance in addition to Step 2

the field of medical health and welfare. In conjunction

in Step 3 (Model III). Comparisons of Model I and II

with satisfying the above definition of harassment,

and of Model II and III were done using a difference

attention was paid to the general rule that items

test (DIFFTEST)30). If the results of the DIFFTEST

highly likely to occur regardless of a hierarchicalwere p > 0.05, this was considered to indicate that

relationship between staff take precedence, resulting

the model was not wrong.

in the final selection of six items. The decision was

To determine the goodness-of-fit of thetherefore made in the present study not to makeaforementioned factor model to the data, comparative

this planned scale a measure that covered as much

fit index (CFI) and root mean square error of

workplace harassment as possible, but rather aapproximation (RMSEA) were used as fit indices andmeans of ascertaining the circumstances of workplaceweighted least squares means and variance adjusted

harassment. Specifically, this scale was composed of

estimation was used to estimate parameters. If

the items,“x1. Not recognizing the work or effort of

the CFI was generally 0.9 or above, the model wasthat person,” “x2. Making the person think he/she has

considered to fit the data. If the RMSEA was 0.05

no ability,” “x3. Avoiding or refusing to interact withor below, the model was considered to fit the datathat person, even while working,” “x4. Criticizing that

well, and if the RMSEA was 0.1 or above, the model

person’s working methods,” “x5. Overexaggerating

was not considered to fit the data very well31). The

or repeatedly bringing up that person’s past failures,”rating scale reliability was also examined using theand “x6. Pointing out how ineffectively that person

confidence coefficient omega 32). In analyses in theworks.” Responses to items were given on a five-present study, the software SPSS Statistics 22.0 was

point scale comprising, “I have never thought orused for descriptive statistics, M-Plus7.2 was used fordone this,” “I have thought this, but I have neverconfirmatory factor analysis and simultaneous factor

done this,” “I have thought this and attempted toanalysis, and R3.2.2 and EZRI 1.3233) were used for thedo this,” “I have done this,” and “I have done thisconfidence coefficient omega.

many times continuously.” Responses were set up in
this way in order to confirm the continuity of acts

3 Results

because harassment can be identified as a continuous

Of the 1,205 survey forms recovered (number

sequence of acts observed over a certain period of

distributed: 2,837), 1,149 without any missing items

time instead of a single act21, 26, 27), as pointed out by

were processed for analysis.

Leymann28) and Einarsen29). A score of 0 (“I have not

3.1 Distribution of processed subject

done this”) was given for the first three responses,

attributes

while a score of 1 (“I have done this”) was given for

The distribution of processed subject attributes is－ 13 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(2）2017

presented in Table 1. The majority of subjects wereof obtaining basic data to aid workplace harassment

women, with only 178 men (15.5% ). Ages ranged fromprevention measures. Workplace bullying is an

18 to 71 years and the mean age was 42.5 years.

important factor of suicide risk routes (bullying

Nursing careers ranged from 0.1 to 57.8 years, anddepression

34)

years working at the present facility ranged from 0.4“enduring serious harassment, bullying or assault” toto 9.5 years.

problems with interpersonal relationships as “specific→→ suicide) . In 2009, the MHLW added

3.2 Examination of rating scale constructpsychologically stressful events” in the partial revisionvalidity

to their publication, “Guidelines for Determining the

The distribution of answers for harassment is presented

Role of Work in Psychological Stress-related Mental

in Table 2. Answers of “I have done this” and “I have

Disorders.” This problem was ranked III (“Strong

done this many times continuously” each accounted forpsychological stress that is rarely experienced inless than 10% of all answers to the six items. The answerslife”) in terms of severity35). This suggested that this“I have done this” and “I have done this many times

study was appropriate to address acts of harassment

continuously” were most commonly given in response toin the workplace. During scale development, the“x3. Avoiding or refusing to interact with that person, evenconstruct validity of the pre-assumed factor model

while working” (100 subjects; 8.7 % ), followed by “x1. Not

was examined by a structural equation model, which

recognizing the work or effort of that person”(79 subjects;

suggested that the selection of statistical methods

6.9% ) and “x6. Criticizing that person’s working methods”

was appropriate, based on recent trends in scale(57 subjects; 5% ).

development. This examination also suggested that

The results of the confirmatory factor analysis of
the harassment scale are presented in Figure 1. The

factorial invariance examination at each step in thetwo randomly classified groups was appropriate.

fit indices were RMSEA = 0.041 and CFI = 0.954 in

The results of the statistical analysis in thisGroup A, and RMSEA = 0.024 and CFI = 0.983 instudy revealed that the pre-assumed six-item, one-Group B, indicating that a statistically acceptablefactor model fit the data. These results support

level was met. Furthermore, the confidence coefficientthe finding that this is a strong scale in terms ofomega was 0.75 in Group A and 0.72 in Group B.

factorial invariance. In earlier studies, workplace

The results of the simultaneous factor analysis

harassment underwent so-called isolated classification,

performed while adding parameter (coefficient)such as relational aggression 36) (verbal, bodily andequivalence constraints are presented in Table 3.

physical aggression, neglect, etc.) and taking away

Adding parameter equivalence constraints lowered

opportunities 9). The six-item scale planned in thethe RMSEA and chi-square/df ratio but the CFI

present study more or less corresponds to thisremained mostly unchanged and the chi-squaretype of harassment if you exclude the bodily anddecreased. Moreover, the RMSEA was within thephysical aggression. As a general rule, harassment

range of 0.025 to 0.033 and the CFI was within theis a phenomenon formed on the premise of victim

range of 0.972 to 0.976. The results of the DIFFTEST

awareness27, 28, 37); however, there are instances where

were a chi-square of 4.220, df of 5, and p-value of 0.518

the victim is not aware they are being harassed

between Model I and Model II, and a chi-square of

because they sometimes view harassment as teaching

4.281, df of 5, and p-value of 0.383 between Model IIor guidance, and there are also instances where theand Model III.

victim does not report harassment due to fear of
being fired38). The harassment scale developed in the

4 Discussion

present study may provide useful information for

The aim of this study was to develop a rating

resolving such workplace problems.

scale to ascertain the circumstances of acts ofAt present, the impact of harassment on theharassment (“harassment scale”) with the objective

perpetrator has not been empirically clarified using－ 14 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(2）2017

data regarding perpetrators. However, Kato 39)

to measure the harassment circumstances ofdeveloped an interpersonal stress coping scale withperpetrators in relation to workplace harassment.

delayed resolution coping, positive relationshipThis suggests that Lazarus et al 41).’s theory of coping

coping, and negative relationship coping, such as

cannot be ruled out in perpetrators, while the“ignoring” and “labeling the other party as thetheoretical variables (concepts) of stressors cannot

villain” as subordinate factors, in order to examine

be ruled out in victims. The rating scale developed

the relationship between those coping and stressin the present study therefore contributes to thereactions. Of these subordinate factors, only negative

clarification of the mechanisms of onset of workplace

relationship coping is reported to be associated withharassment in both perpetrators and victims, andstress reactions such as depression, anxiety, andcan be expected to contribute to the development of

40)

anger . This suggests that harassment including

prevention measures.

“ignoring” and “labeling the other party as the villain”

Acknowledgment

not only causes stress reactions such as depression injust the victim, but also causes negative reactions in

I would like to express my deepest appreciation

the perpetrator. The harassment scale developed in

to Mr. Hanjoe Kim of Arizona State University. Mr.

the present study can therefore be used to shed light

Hanjoe Kim gave me constructive comments on my

on the impact of harassment on perpetrators.

statistical analysis.

In the present study, we were able to develop a1This work was supported by JSPS KAKENHI

scale, with statistically supported construct validity,

Grant Number 25463336.

Table 1. Characteristics of subjects

1

GenderMale
FemaleTable 1. Characteristics
of subjects
Table 1. Characteristics
of subjects
n(%)
n(%)

178(15.5%)

Gender 971(84.5%)
Male SD (Range)
Mean㫧
Female42.5±10.9(18-71)AgeYears of experience as a nurse
18.9±11.6 (0.5-57.8)
Age 11.4±9.5 (0.1-48.8)
Years of service in current hospital

Years of experience as a nurse
Years of service in current hospital2
3

178(15.5%)971(84.5%)
Mean㫧SD (Range)
42.5±10.9(18-71)18.9±11.6 (0.5-57.8)
11.4±9.5 (0.1-48.8)

2. Distribution of answers for harassment
Table 2. Distribution of2
answers forTable
harassment

3 ItemsTable 2. Distribution of answers
1 for harassment
2

4
5
6
7
8

9
10
11
12
13
14

Answ ers

345x1. Not recognizing the w ork or effort of that person
511 (44.5)
421 (36.6)
138 (12.0) 65 (5.7)
14 (1.2)Items
x2. Making the person think he/she has no ability
818 (71.2)
237 (20.6)69(6.0) 18 (1.6)
7 (0.6)
1
2
x3. Avoiding or refusing to interact w ith that person, even(40.4)of that
422person(36.7)
163 (14.2)(7.0) 421
20 (1.7)x1. Not recognizing the w ork 464
or effort
511 80(44.5)(36.6)
w hile w orking
x2.methods
Making the person think he/she
has no ability
818 54(71.2)(20.6)
x4. Criticizing that person’s w orking
584 (50.8)420 (36.6)
88(7.7)(4.7) 237
3 (0.3)x3.bringing
Avoiding
or refusing
x5. Overexaggerating or repeatedly
up thatperson’sto interact w ith that person, even464 17(40.4)(36.7)
901 (78.4)
188 (16.4)
43(3.7)(1.5) 422
0 (0.0)past failures
w hile w orking
x6. Pointing out how ineffectively x4.
that Criticizing
person w orks
(73.1)
227 (19.8)
57(5.0)(1.7) 420
5 (0.4)that person’s w 840
orkingmethods
584 20(50.8)(36.6)
Answers: 1: I have never thought or done
2: I have thought this,I have neverdone this,I havethought this and attempted to do this,x5.this,Overexaggeratingor butrepeatedly
bringing
up 3:
that
person’s901 (78.4)
188 (16.4)
4: I have done this, 5: I have done this many
continuously
pasttimes
failures
Values are number of subjects (%).

x6. Pointing out how ineffectively that person w orks

840 (73.1)

227 (19.8)

Answ ers
3
138
69(12.0)(6.0)

163(14.2)

88

(7.7)

43

(3.7)

57

(5.0)

4 Answers: 1: I have never thought or done this, 2: I have thought this, but I have never done this, 3: I have thought this and a5
4: I have done this, 5: I have done this many times continuously
6
Values are number of subjects (%).
Table 3. Goodness of fit according to parameter (coefficient) equivalence constraints
7

df

Chi-square

Model I18

29.645Model II

23

36.746

Model III24

35.602

1.483

df

Model IV29

40.478

1.396

18

8

Chi-square/df ratio

RMSEA

CFI

1.647

0.034

0.969

Table
3. Goodness
according to parameter (coefficient) equivalence constraints
1.598
0.032of fit
0.963
Model I

0.029 0.969Chi-square/df ratio
Chi-square
0.026

29.645

0.969

1.647

Model I: No equivalence constraints.
II the equivalence
23
36.746
1.598
Model II: Factor loading of the primary Modelfactor as
constraint.
－
15－
Model III: Model II + variance of the primaryfactorastheequivalence
constraints.
Model III24
35.602
1.483
Model IV: Model III + error variance of the observed variable as the equivalence constraints.
Model
IV
29
40.478
1.396
RMSEA : root mean square error of approximation.
CFI : comparative fit index.
Model I: No equivalence constraints.

9

RMSEA

CFI

0.034

0.969

0.032

0.963

0.029

0.969

0.026

0.969

5
4:
I havedoneout
this,
5: I ineffectively
have done this
many
times
x6.
Pointing
howthat
personw continuouslyorks
840 (73.1)
227 (19.8)
57(5.0) 20 (1.7)
5 (0.46 4 Values
are number
subjects(%).or done this, 2: I have thought this, but I have never done this, 3: I have thought this and attempted to do this,Answers:
1: I haveofneverthought5
4: I have done this, 5: I have done this many times continuously
7 6 Values are number of subjects (%).
社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(2）20178 7 Table 3. Goodness of fit according to parameter (coefficient) equivalence constraints
3. Goodness
fit according
to parameter
equivalence
constraints
8TableTable
3. Goodnessof fit according
to parameter(coefficient)constraints
df ofChi-squareChi-square/df
ratio(coefficient)
RMSEA
CFI equivalence
Model I

18df
Model
II
Model I 2318
Model
III II 2423
Model
Model
IV III 2924
Model

29.645Chi-square
36.74629.64535.60236.746

1.647 ratio
Chi-square/df
1.598
1.647
1.483
1.598

0.034
RMSEA
0.032
0.034
0.029
0.032

0.969
CFI
0.963
0.969

0.969
0.963
40.478
1.396
0.026
0.969
35.602
1.483
0.029 0.969
Model
I: No
constraints.
Model
IVequivalence
29
40.4781.396
0.026 0.969
Model II: Factor loading of the primary factor as the equivalence constraint.
Model I: No equivalence constraints.
Model III: Model II + variance of the primary factor as the equivalence constraints.
Model II: Factor loading of the primary factor as the equivalence constraint.
Model
IV:III:
Model
IIIII++error
variance
the observed
as the equivalence
Model
Model
varianceof theofprimaryfactor asvariable
the equivalence
constraints.constraints.
RMSEA
root
meanIIIsquareerror of approximation.
Model: IV:Model+ error varianceof the observed variable as the equivalence constraints.
CFIRMSEA: comparative
fit index.
: root meansquare error of approximation.
Chi-Square
Test for Difference
CFI : comparative
fit index. Testing.
Between model
1 andmodel Testing.
2䋺Chi-Square=4.220, df=5, p-value=0.518
Chi-Square
Test forDifference9
10 9
1110
1211
1312
1413
1514
1615
16
Between model 1 and model 2䋺Chi-Square=4.220, df=5, p-value=0.518
17 Between model 2 and model 3䋺Chi-Square=4.281, df=5, p-value=0.3831㧓
17 Between model 2 and model 3䋺Chi-Square=4.281, df=5, p-value=0.3831㧓Harassment
Harassment

.679†
.679†
.866
.866
.563
.563
.734
.734
.868
.868
.764
.764

yx1
yx1
yx2
yx2
yx3
yx3
yx4
yx4
yx5
yx5
yx6
yx6

yx1

.749†

Harassment
Harassment

†
.749
.855
.855
.630
.630
.860
.860
.673
.673
.489
.489

yx1

yx2

yx2

yx3

yx3

yx4

yx4

yx5

yx5

yx6

yx6

Group
n=574
Group 2B
B n=574
df=9,=12.031,
df=9, ȤȤ2=12.031,
MSEA=0.024,
CFI=0.983
MSEA=0.024, CFI=0.983

Group
A n=575
Group
A n=575
df=9,
Ȥ2=17.720,
df=9,
Ȥ2=17.720,
RMSEA=0.041,
RMSEA=0.041,CFI=0.954
CFI=0.954

Figure 1. A Result of Confirmatory Factor Analysis

Reference

1818 Figure
1.1.
AA
ResultFigureResultofofConfirmatory
ConfirmatoryFactor
Factor Analysis
AnalysisWho would want to be a nurse? Violence in the1） Taniguchi Toshiyo, Tkagi Jiro, Kaori Harano etworkplace--a factor in recruitment and retention.

al. Associations between Workplace Bullying,

Journal of Nursing Management. 2002; 10(1):Harassment, and Stress Reactions of Professional

13-20

77 // 11
11

Caregivers at Welfare Facilities for the Elderly

6） Ohwada Kanta. Work Harassment in thein Japan. Journal of occupational health. 2012;

EU. Shiga University Research Center for

54(1): 1-9

Sustainability and Environment Research Paper.

2） Tsuno Kanami, Morita Tetsuya, Inoue Akiomi et2012; 9(1): 25-43

al. Rōdōsha niokeru Shokuba no Ijime no Sokutei7） Fujii Yasuhito, Taniguchi Toshiyo, Hirokawa

hoho no Kaihatsu to sono Jittai, Kenkō Eikyō ni

Kumi et al. Mental properties of occupational

kansuru Chōsa Kenkyu (Japanese). Occupational

accident victims among manual labers in

Health Journal. 2011; 34(3): 79-86

a shipyard. Bulletin of Faculty of Health3） Kivimaki Mika, Leino-Arjas Päivi, Virtanen
Marianna et al. Work stress and incidence ofand Welfare Science, Okayama Prefectural
University. 2011; 17: 37-42

newly diagnosed fibromyalgia: prospective cohort

8） Sakaki Ryoji. On bullying: its causes andstudy. Journal of Psychosomatic Research. 2004;

resolution. Aichi Gakuin University bulletin of

57(5): 417-422

the Faculty of Psychological & Physical Science.

4） Simons Shellie. Workplace bullying experienced

2010; 6: 93-101

by Massachusetts registered nurses and the9） Rayner Charlotte, Hoel Helge. A summary

relationship to intention to leave the organization.

review of literature relating to workplace

Advances in Nursing Science. 2008; 31(2): 48-59

bullying. Journal of Community & Applied Social

5） Jackson Debra, Judith Clare, Judy

Mannix.

－ 16 －

Psychology. 1997; 7(3): 181-191

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(2）2017

10） Einarsen Stale, Bullying and harassment in the

Regarding Workplace Bullying and Harassment.

workplace : developments in theory, research,

Report by the Working Group for the Roundtableand practice, CRC Press, 2011

Conference Regarding Workplace Bullying and11） Tsuno Kanami, Inoue Akiomi, Kawakami Kento

Harassment. [online]2012, Ministry of Health,

et al. Shokuba niokeru Ijime to Kenkō Eikyō

Labour and Welfare. [retrieved on 2016-8-1].

(Japanese). Occupational Health Journal. 2009;Retrieved from the Internet: <URL: http://www.

32(2): 113-118

mhlw.go.jp/stf/shingi/2r98520000021hkd-att/

12） Leymann Heinz. Mobbing and Psychological
Terror at Workplaces. Violence and Victims.

2r98520000021hlu.pdf>
23） Jiro Takaki, Akizumi Tsutsumi, Yoshihito

1990; 5(2): 119-126

Fujii et al. Assessment of Workplace Bullying13） Einarsen Ståle, Raknes Bj ⊘ rn Inge. Harassment

and Harassment: Reliability and Validity ofin the workplace and the victimization of men.

a Japanese Version of the Negative Acts

Violence and Victims. 1997; 12(3): 247-263

Questionnaire. Journal of Occupational Health.

14） Einarsen Staale, Hoel Helge, Notelaers Guy.

2010; 52(1): 74-81

Measuring exposure to bullying and harassment

24） Pando Moreno Manuel, Aranda Beltran Carolina,

at work: Validity, factor structure andTsuno Kanami et al. Assessing Psychologicalpsychometric properties of the Negative Acts

Violence and Harassment at Work: Reliability

Questionnaire-Revised. Work & Stress. 2009;

and Validity of the Japanese Version of the23(1): 24-44

Inventory of Violence and Psychological15） Kaj Biorkqvist, Karin Osterman, Monika

Harassment (IVAPT) Comparing NAQ-R and

Hieltback. Aggression Among University

LIPT. Journal of Occupational Health. 2013; 55(2):Employees. Aggressivebehavior. 1994; 20: 173-184

108-11916） Quine Lyn. Workplace Bullying in Nurses.

25） Tsunetsugu Munakata, Hataraku Hitotachi no

Journal of Health Psychology. 2001; 6: 173-184

Stress Survival : Ijime Restructuring Sexual17） Marie Hutchinson, Lesley Wilkes, Margaret

harassment (Japanese). Tokyo, Akashi Shoten

Vickers et al. The development and validation of

26） Tanaka Kenichirou. Victims in the devastateda bullying inventory for the nursing workplace.

workplace: research review on psychologicalNurse Researcher. 2008; 15(2): 19-29

studies of workplace victimization/bullying.

18） Tsunetsugu Munakata. Ijime Restructuring

Nihon University GSSC journal: the bulletin

Sexual harassment (Japanese). Tokyo, Akashiof the Graduate School of Social and Cultural

Shoten, 2000

Studies, Nihon University. 2007; 7: 1-12

19） Shigemura Jun, Nomura Soichiro et al. Workplace27） Abe Kiyoko. Workplace Bullying. The Japanesebullying as harassment: what we know and whatjournal of clinical nursing. 2006; 32(11): 1661-1667

we need to do. Japanese journal of traumatic28） Leymann Heinz. The content and development

stress. 2007; 5(2): 124-132

of mobbing at work. European journal of work20） Kitade Chiharu, Nara Yumiko et al. Kango

and organizational psychology. 1996; 5(2): 165-184

no Shokuba no Moral Harassment no29） Einarsen Ståle. The nature and causes of bullying

Jittai to Soshiki kōzō (Japanese). Japanese

at work. International Journal of Manpower.

Nursing Literature and Proceedings, Nursing
management. 2012; 42: 458-461
21） Tsuno Kanami. HealthOrganizationallnfluences

1999; 20(1/2): 16-2730） Muthén LK, Muthén BO, Mplus User's Guide (7thOutcomesofanded), Los Angeles, CA, USA, Muthén & Muthén,Workplace1998 :752

Bullying. Job stress research. 2013; 20(3): 207-216

31） Toyota Hideki, Kawahashi Ikko, Watanabe22） Working Group for the Roundtable Conference

Tohru et al. A Paired Comparison Test Model－ 17 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(2）2017

Using StructuralEquation Modeling Resistantthe Institute of Human Sciences. 2006; (5): 120-129

to Response Bias. The Japanese journal of41） Lazarus Richard S, Folkman Susan. Stress,

educational psychology. 2007; 55(3): 325-334

appraisal, and coping, Jitsumu Kyoiku SHuppan,32） Gadermann Anne M, Guhn Martin, Zumbo Bruno
D. Estimating ordinal reliability for Likert-type
and ordinal item response data: A conceptual,e m p i r i c a l , a n d p r a c t i c a l g u i d e . P r a c t ic a lAssessment, Research & Evaluation. 2012; 17(3):1-1333） Yoshinobu Kanda. Investigation of the freely
available easy-to-use software 'EZR' for medical
statistics. Bone Marrow Transplant. 2013; 48(3):452-458
34） LIFELINK NPO corporation. Suicide actual
white paper 2013. NPO Corporation LIFELINK.
[retrieved on 2016-2-10]. Retrieved from theInternet: <URL: http://www.lifelink.or.jp/hp/
Library/whitepaper2013_1.pdf>35） Ministry of Health Labour Welfare. "Shinri teki
futan niyoru seishin shōgai tou ni kakaru gyōmu
jyō gai no handan shishin” no ichibu kaisei ni
tsuite(Japanese). [online]2009, [retrieved on
2014.07.24]. Retrieved from the Internet: <URL:
http://www.mhlw.go.jp/houdou/2009/04/dl/
h0406-2b.pdf>36） Onishi Ayako, Yoshida Toshikazu. Intrapersonal
processes of peer abuse amongst junior highschool students. Japanese Jornal of Experimental
Social Psychology. 2010; 49(2): 111-121
37） Aihara Makoto. Study of actual conditions andbackground factors related to the harassment
who nurse was suffered from other staff. Reportsof nursing research. 2011; 37: 186-193
38） Mayumi Ishibashi. Anzen de Anshin shite
hatarakeru Harassment no nai Shokuba Kankyo
zukuri nituite kangaeru (Japanese). OPE nursing:
The Japanese journal of operating room nursing.
2012; 27(8): 880-882
39） K a t o T s u k a s a . F a c t o r i a l V a l i d i t y o f t h e
Interpersonal Stress-Coping Inventory. Jimbun
ronkyu : humanities review. 2003; 52(4): 56-72
40） Kato Tsukasa. Kangoshokusha ni okeru Taijin
Stress Coping to Stress Hannō : Kanjya tonoStressful na Kankei (Japanese). The Bulletin of－ 18 －

1991

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(2）2017

原著

Effects of Aging and Visual Acuity on the Legible Point Size
for a Single Character on an E-paper Display
電子ペーパーディスプレイの単一文字の読み取れる
ポイントサイズに対する加齢と視力の影響
R. Paul Lege1), Nobuhiro Ishio2), Ichizo Morita3), Takehito Kojima4), Ryota Kimura2), Kohei Iwata2),
Shigusa Matsunami2), Hiromu Ishio5), Hasegawa Satoshi6), Masaru Miyao2)
R. Paul Lege1)、石尾暢宏 2)、森田一三 3)、小嶌健仁 4)、木村瞭太 2)、岩田光平 2)、
松波紫草 2)、石尾広武 5)、長谷川聡 6)、宮尾克 2)
1) Nagoya University, Graduate School of Law, Program for Leading Graduate Schools
2) Nagoya University, Graduate School of Information Science, Department of Information Engineering
3) Japanese Red Cross Toyota College of Nursing, Faculty of Nursing, Department of Nursing
4) Chubu Gakuin University, Faculty of Nursing & Rehabilitation Sciences, Department of Nursing5) Fukuyama City University, Faculty of Urban Management, Department of Urban Management
6) Nagoya Bunri University, School of Information and Media Studies
1) 名古屋大学大学院法学研究科
2) 名古屋大学大学院情報科学研究科
3) 日本赤十字豊田看護大学
4) 中部学院大学看護リハビリテーション学部
5) 福山市立大学都市経営学部
6) 名古屋文理大学情報メディア学部
Abstract
In recent years, manufacturers have increased the number of electronic book reading terminals with e-ink
displays to meet consumer demand. Also called e-papers, these products have achieved high resolution on thedisplay panels. The aim of this research was to collect basic data on the legibility of displayed characters of
e-papers because many manufacturers have claimed that their products are close to paper text. We carried out
an experiment of the effects of ageing, visual acuity, and cataract cloudiness on the legibility of different size
characters on an e-paper device. The participants in the experiment included 133 males and females between theages of 17 and 79 years. The participants read from a string of random set of capitalized letters whose font size
declined from large (18pt) down to small (2pt). We used Times New Roman and Helvetica for the experiment.
We asked each participant to read out loud the character string, and we used a systematic evaluation method
to calculate for the correct reading each character. The participants were tested 20times for each font size inthe trial. If the reader could recognize a letter of a font 16out of 20times (80% ), then we defined the specific fontsize as sufficiently legible. When a reader reached this 80% point, then this was defined as the minimum legible
character size for the participant. The results showed that with higher than 50cm visual acuity, the participants
could read the smallest sizes for both font types. However, for older people with 50cm visual acuity above 1.0, theresults indicate that they have greater difficulty reading the smaller characters compared to younger participants.
Our study found that participants could read the smaller font points for Helvetica better than Times New Roman.
This research, suggests that in the future we should compare the legible smallest character size among different
types of font using character height (mm) instead of point size.
－ 19 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(2）2017

抄録
近年、情報機器メーカーは、消費者の需要に合わせて、e －インクを用いた電子書籍端末の出荷を増加させている。
また、電子ペーパーと呼ばれるこれらの製品は、高い解像度のディスプレイパネルを実現した。この研究の目的は、情報機器メーカーが電子ペーパーを紙の上に書かれた文字列に近いと主張しているように、電子ペーパーに表示された文字が、そのように読みやすいのかという点を明らかにするための基礎資料を収集することであった。我々は、
電子ペーパー端末の種々の文字サイズの読みやすさに、加齢、視力、および水晶体白濁度がいかに影響するかという実験を実施した。実験の参加者は、133 人の男女で、年齢は 17 歳から 79 歳に分布した。参加者は、大文字で書かれたランダムなアルファベットの文字列で、フォントサイズが大きい方（18pt）から小さい方（2pt）に順に 1pt
ずつ小さくなっていく 17 文字の文字列を、大きい文字から順に読んだ。私達は実験のアルファベット文字に、タイ
ムズ・ニュー・ローマンとヘルヴェティカの 2 種類を用いた。このようなサイズが漸減する文字列を、2 種のフォントごとに、20 行ずつ作製した。そして、参加者は、大きいサイズから順に、文字列を読める限界の小さいサイズ
まで１行ごとに読み、2 種のフォントごとにそれぞれ 20 行、読むこととした。こうした手順によって、我々は、文字サイズごとの可読性を算出する体系的な評価方法を確立した。参加者は 1 つのフォントサイズごとに 20 回の試験のうち、80％以上の正解率を得た場合に、そのサイズが可読であると定義した。そして、1 人ずつの参加者について、それぞれが可読であったもののうち最小のサイズを、その参加者の読み取れる最小の文字サイズと定義した。結果は、50cm 視力が高い参加者は、2 種のフォントの両方で、最も小さいサイズを読み取ることができた。しかし、同じ視力 1.0 以上の参加者のみで、比較すると、高齢者は、視力は同じでも、若い参加者よりも文字サイズが大きくないと読めない傾向を示した。我々の研究によって、ヘルヴェティカの方が、タイムズ・ニュー・ローマンよりも小さい
サイズの文字を読み取ることができることを、明らかにした。読み取りやすさのフォント間の比較をポイントではなく、文字高（mm）で行うことが今後必要と思われる。
Key words: E-paper, E-book, the smallest legible size, E-Ink, 50cm visual acuity, ageing
キーワード : 電子ペーパー、電子書籍、最小可読文字サイズ、e インク、近見視力、加齢

1. Introduction

2. Methods

In 2013, the amount of money spent on books was

2.1 Participants$121.5 billion. Business forecasters predict that such

This study included the participation of 133

1)

spending expected to reach a plateau of 1.1% by 2018 .

people aged 17 to 79 years old. All participants

Meanwhile, expenditures for e-books represented about

signed a consent form and approval for experiment

12% of the book market in the years 2013-14 but should

was received from the Ethical Review Board of the

1,2)

increase to 25% by 2018 .

Graduate School of Information Science at Nagoya

One of the concerns for readers has been with

University.

the reading of characters on small screens with low

Individuals who needed to wear corrective lens

resolution displays. Since 2007, Amazon’s e-paper

during the procedure were allowed to do so in orderproducts such as Kindle Paperwhite have grown

to complete the tests. All participants, regardlessin popularity. One of the reasons for this growingof whether or not they needed corrective lenses,

appeal has been due to the improvement in thewere measured for binocular near visual acuity

device’s resolution, going from 167 ppi to 300 ppi,

for 50cm 3). The near visual acuity was expressed

and at a lower price. While e-paper devices havein the following way: 0.1, 0.3, 0.5, 0.7, 1.0, or 1.2. We

become increasingly popular, they include numerous

calculated the visual function of a single eye with

font types with multiple sizes that need testing for

cataract cloudiness (CC) in the lens3-6) with the use

legibility. Therefore, we conducted an experiment toof an anterior ocular segment measuring instrumentcompare and evaluate the smallest point sizes thatcalled the EAS-1000TM (NIDEK Inc.). There were

could be read from two main types: Helvetica and

256 levels of cataract cloudiness (0= no cloudiness andTimes New Roman.

255=the maximum)6). We defined an individual’s level－ 20 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(2）2017of cloudiness based on the lens clarity in the best eye;experimental room. Figure 2 below presents anfor example, if a person had a level 100 in the left eye

example of the Paperwhite displaying English

and 150 in the right eye, then we considered them as

Figure3 1.below
Photoshowsof the how
experimentcharacters. Figure
the task washaving a 100 for cloudiness.

performed.

For this experiment, we used the Amazon Paperwhite which has a screen size of 6 inches

andresolution
300 ppi [7].Environment
We set the illuminance level at 750 lx as recommended by the
2.2aDevices
andof
Experimental
For this experiment,
we usedthe Amazon (ISO) [8] and the Japan Industrial Standards (JIS)International
Organizationfor Standardization

Paperwhite which has a screen size of 6 inches

which recommends higher than 500 lx for reading books [9].

and a resolution of 300 ppi7). We set the illuminancelevel at 750 lx as recommended by the International

2.3 Procedures

Organization for Standardization (ISO)8) and the Japan
Industrial Standards (JIS) which recommends higher

Figure 1 below represents a photo of the experimental room.Figure 2 below presents anthan 500 lx for reading books9).

exampleof the Paperwhite displaying English characters.Figure 3 below shows how the task was
2.3 Procedures
performed.
Figure 1 below represents a photo of the
Figure 2. Photo of e-paper device

Figure 2. Photo of e-paper device

Figure 3. Example of the reading task
Figure 3. Example of the reading task

The participants were asked to read a string of English alphabetic letters out loud. There
The participants were asked to read a string of English alphabetic letters out loud. There
were 20 lines and each line contained a random selection of seventeen English letters in upper case
FigureExamplethereading
Figure
1. Photoof the 20
experiment
Figure 3.
3. Example
ofofthetasktask English letters in upper casewereand each line contained a random
selection
ofreadingseventeen
Figure
1. Photo
thelines
experimentfor ofboth
fonttypes.Seventeen letters were displayed left to right, from 18 pt to 2 pt.While there afor bothfontasked
types.Seventeen
were
to right,
from18readpt to2inpt.WhilethereaThe participants
were
to read alphabet,a stringlettersof we excluded
fromdisplayed
18 pt
toletters
2 leftpt. While
there
areletterstheTheparticipants
were
asked
to
ato
stringof English
alphabet
26 lettersin the English
the“I” and
“J”
in26
order
avoid
any confusio
English alphabetic
letters
There
were 20we excluded
Englishexcludedthe inletters“I”
and“J” ofwere 20alphabet,lineslettersand weeach
lineandcontaineda order
randomseventeenEn
26 lettersin outthe loud.
Englishalphabet,
the
“I”
“J”
toselection
avoid
any
confusiofor the participants.We used Helvetica, which is a sans serif font type (fig 4-a), and Times New
lines and each line contained a random selection of
infororder
to avoid
any confusion
for were
the participants.
both font
types.Seventeen
letters
displayed left to right, from 18
for the participants.We used Helvetica, which is a sans serif font type (fig 4-a), and Times New
Roman
as theserifcase
typefor(fig4-b).
seventeen English
letters
in upper
both
font
We
used Helvetica,
which
is a sansfont thetypeletters(fig “I” and “J” in or
26 lettersin the English
alphabet,
weserif
excluded
Roman
as
the
serif
type
(fig
4-b).
types. Seventeen letters were displayed left to right,4-a), and Times New Roman as the serif type (fig 4-b).

for the participants.We used Helvetica, which is a sans serif font type (fiRoman as the serif type (fig 4-b).

(a)(a) Helvetica

Helvetica(a) Helvetica
Figure 2. Photo of e-paper
device(b) Times New Roman(b)Times New Roman(b)Times New Roman

Figure 4. Examples of both font types

Figure 4. Examples of both font types
Figure 4. Examples of both font types － 21 －5(a) Helvetica(b)Times New Roman

Figure 4. Examples of both font types

The participants sat down in a chair and held the reading device

visual distance from the eye to the device was limited to 50 cm. The parti

aloud thetestheldletters
thatreadingwere displayed
Reading The
from left
The participants sat down in a chairandthedeviceonatthea screen.
set distance.

would start at 18 pt and read down to 2 pt. Meanwhile, the tester recorded the answers whether
correct or error depending on what was read.
社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin
Social the
Medicine,
Vol.34(2）2017
For eachoffont,participants
had to read twenty lines; therefore, they read a total of 40lines for both font types. In order to exclude
for the effect of ordering, each reader started with aparticipant A could read 16 of 20 letters at the 4point

The participants sat down in a chair and held thedifferent
type,The
andvisualthe lettersselected.
As15long
reading device
at a set fontdistance.
distancewere randomly
character size
(80% ) but
of 20asat thethe participant
3pt size (75% ),could read afrom the eyefont
to thewas limited
50cm. The legible.
then
the definition
smallest pointof legibility
would havebeenspecific point
at device
80% thenit was toconsideredTheof smallest
legibility
is theparticipants were asked to read aloud the test lettersat the 4point size.

size where a person can read a font size correctly at 80% [10]. For example, if participant A could

that were displayed on the screen. Reading from

16 of 20 lettersat thepoint
size (80%) but 15 of 20 at the 3 pt size (75%), then theleft to right, readthe participant
would startat 418pt
andcharacter
3 Results
read down tosmallest
2pt. Meanwhile,thelegibility
tester recorded
thehave been
point ofwould
at the 54 andpoint
size. the correlation between
Figures
6 shows
answers whether correct or error depending on what

50 cm visual acuity and the smallest legible font

was read.

size for the Helvetica and Times New Roman. As

3 Results

For each font, the participants had to read twenty

illustrated in the figures, the results found that the

Figures
6 shows
the correlation
between50 cm forvisualacuity andlines; therefore, they reada total 5ofand
40linesfor bothsmallest pointof legibility
the Helvetica
fontthewassmallest legibl

font types. In
for the andeffectofan Roman.
average ofAs
3.75
pt + 0.95 (heightmm) andfontorder
size toforexclude
the Helvetica
Times
New
illustrated
in the 0.94
figures,the forresults found thaordering, each reader started with a different fontTimes New Roman 4.27 pt + 1.08 (height 0.99 mm).

type, and the letters were randomly selected. As

This means that most of the readers with 50 cm

the smallest point of legibility for the Helvetica font was an average of 3.75 pt + 0.95 (height 0.94

(heightmm).
meansthat most of themm) and could
for Times
4.27 pt visual+ 1.08long as the participant
read a New
font atRoman
80% thenacuitycould0.99
not readtheThisfont sizefor Helvetica

it was consideredlegible.
definition
smallest
on readaveragefor Timeson
New
Roman below 3.75 pt
readers
withThe50 cm
visualofacuity
could notthebelowfont 3.75
sizeptforand
Helvetica
averagelegibility is the specific point size where a person canbelow 4.27 pt.
and for Times New10)Roman below 4.27 pt.

read a font size correctly at 80 %. For example, if

40
30
20
10
8

10
0

6

0.1 0.2 0.3

0.4 0.5 0.6

4

0.7 0.8 0.9

1

2

Smallestlegiblefontsize

Nnumberofpeople50

1.1 1.2

50cmvisualacuity
Figure 5. Correlation between
50cm visual acuity and font size for Helvetica
Figure 5. Correlation between 50 cm visual acuity and font size for Helvetica
40
30
20
10
8

10

7

0
0.1 0.2 0.3

0.4 0.5 0.6

0.7 0.8 0.9

1

6
4
2

Smallestlegiblefontsize

Nnumberofpeople50

1.1 1.2

50cmvisualacuity
Figure 6. Correlation between
50cm visual acuity and font size at the Times New Roman
Figure 6. Correlation between 50 cm visual acuity and font size at the Times New Roman－ 22 －

Table 1 provides a nonparametric correlation coefficient and comparison between theFigure 6. Correlation between 50 cm visual acuity and font size at the Times New Roman

Table 1 provides a nonparametriccorrelation
andcomparison
the社会医学研究．第34 巻coefficient
2 号．Bulletinof Social
Medicine,between
Vol.34(2）2017
independent variables (age, 50 cm visual acuity, cataract cloudiness)and the smallest legible font

Table1 provides a nonparametric correlation

legible font size had a positive correlation with age andsize. As shown, the smallest legible font size had
a positive correlation with age and cataract
cataract cloudiness (p<0.01) and a negative correlation

coefficient and comparison between the independent

cloudiness(p<0.01)
a negative
correlationwith
with50cm
50 cm
visualacuity(p<0.01).
variables (age,50cm visualacuity,andcataract
cloudiness)visualacuity(p<0.01).
and the smallest legible font size. As shown, the smallest
1. Coefficient between smallest legible font size and independent variables
Table 1.Table
Coefficient
between smallest legible font size and independent variables

The smallest legible font size above the㩷㩷correct response rate of 80%

㩷㩷Helvetica

Age (years)

Correlation Coefficient

0.438**

0.395**

Significance (bilateral)

0.000

0.000

133

133

Correlation Coefficient

**

0.383

0.359**

Significance (bilateral)

0.000

0.000

133

133

Correlation Coefficient**-0.500-0.527**Significance (bilateral)

0.000

0.000

No. of Participants
Less Cataract
CloudinessNo. of Participants

Visual acuity

Times New Roman

smallest 䋨Binocular䋩
legible characters
were 3.48 pt + 0.70 (character height:
0.88 mm) for Helvetica,
and 4.00 pt
No. of Participants
133
133+ 0.77mm) for Times New Roman.
**:(0.93
p<0.01Table
2 provides
nonparametriccomparison
betweenthe
After making thesecomparisons,weadecided
to look correlation
variablescoefficient(age, 50cm andvisualacuity, cataract
cloudiness)Aftermakingdecidedto look atlegible
the 105
participants
who font
hadforgood
at the 105
participantsvariables
who hadgood
visualandthe cloudiness)andsmallest
fontsize. As
shown,
independent(age,tothese
50excellent
cmcomparisons,visualacuity,we
cataractthesmallest
legibleacuity (above
1.0). Table2visual
belowacuity
providesthe 1.0).
results
the smallest
legiblefrom
font thissize analysis.
had a positive
to excellent(aboveTable 2 Helvetica,
below provides
the results
The

size. As shown, for Helvetica, the smallest legible font size had a positive correlation with age andfrom this analysis. The smallest legible characters werecorrelation
with age and cataract cloudiness (p<0.05)
8cataract cloudiness(p<0.05)
a negative
50 cm
visual acuity
ForacuityTimes
3.48pt+0.70(characterheight:0.88mm) forand
Helvetica,
and correlation
and a withnegativecorrelation
with (p<0.01).
50cm visual
4.00pt+0.77(0.93mm)
forthere
Times
New
Roman. correlation with
(p<0.01).
Times
New(p<0.01).
Roman, there was a negative
New Roman,wasa negative
50 cmForvisualacuityTable2 provides a nonparametric correlation

correlation with 50cm visual acuity (p<0.01).

coefficient and comparison between the independent

Table 2. Coefficient of font sizes and independent variables for those with 50 cm visual acuity above
Table 2. Coefficient of font sizes and independent variables for those with 50 cm visual acuity above 1.0
1.0
㩷㩷

㩷㩷

㩷

㩷

Age (years)

The smallest legible font size above thecorrect response rate of 80%
Helvetica

Correlation Coefficient

0.238*

0.189

Significance (bilateral)

0.014

0.053

105

105

Correlation Coefficient

0.216*

0.166

Significance (bilateral)

0.027

0.091

105

105

Correlation Coefficient-0.255**㩷

-0.328**Significance (bilateral)

0.009

0.001

105

105

Participants
Less Cataract
Cloudiness

Visual acuity
䋨Binocular䋩Times New Roman

ParticipantsParticipants*: p<0.05, **: p<0.01

4 Discussion－ 23 －In this experiment, we had a large sampling of participants. Most of them have been in社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(2）2017

4 Discussion

similar to conventional paper, they have the added

In this experiment, we had a large sampling ofadvantage of allowing the reader magnify the size ofparticipants. Most of them have been in engaged incharacters manually. As a result, these devices are

our human experiments for more than 10 years andbecoming more popular for the elderly.

are very skilled individuals in working with near

The results of this study suggests that the fontvision experiments. Most of these individuals havetype might change the legibility of e-paper devices.

appropriate glasses for 50 cm visual distance. In

However, in order to compare the various font types,

this experiment, the smallest point of legibility fora more accurate approach to looking at fonts isthe Helvetica font was an average of 3.75 pt + 0.95

necessary. Further study is needed to investigate the(height 0.94 mm) and for Times New Roman 4.27

effects of font type and character height on legibility.

pt + 1.08 (height 0.99 mm). For these readers, thesmallest font sizes were surprisingly legible. When

6 Referencescompared to the available literature, the participants

1) Global Entertainment and Media Outlook

in this study were able to read font sizes half the

2014-2018. PricewaterhouseCoopers, 2014

size of most other studies. Therefore, we cannot

2) Global E-book Market 2015-2019. TechNavio

recommend a minimum standard font size based on(Infiniti Research Ltd.), 2014
3) Weale RA. Senile changes in visual acuity.

this experiment.
In general, visual acuity carries a lot of weightTransactions of the Ophthalmological Societies

in the legibility of characters. In order to avoidof the United Kingdom. 1979; 95(1):36-38

the effects of low visual acuity, we analyzed those4) Said FS, Weale RA. The variation with age ofparticipants who had visual acuity of more than

the spectral transmissivity of the living human

1.0 with 50 cm binocular vision. In this group, thecrystalline Lens. Gerontologia 1959; 3:213-231

legibility for Helvetica also decreased according to5) Sasaki K, Yamamura T. Current cataract

age while Time New Roman had a lower correlation

epidemiology studies in Japan. Developments inwith age.

Ophthalmology 1991; 21:18-22

Previous studies have reported that elderly people
had lower legibility with e-papers

10-14)

6) Sagawa K, Takahashi Y. Spectral luminous. In this study,

efficiency as a function of age. Journal of thewe defined the font size by point instead of character

Optical Society of America. 2001; A18: 2659 -height. However, the character height of the Times

2667

New Roman is 92 % of the size of a Helvetica single

7) Amazon.com. [accessed on 2017-1-6]. Accessedcharacter. Therefore, a precise comparison of theon the Internet: http://www.amazon.co.jp/dp/

different characters in the number of points between

B00QJDQM9U/

these two font types is difficult. In actuality, it would8) ISO 8995:2002, Lighting of indoor work places.

be better to compare these fonts according to height.

International Organization for Standardization,
2002

5 Conclusion

9) JIS Z 9110, General rules of recommended
lighting levels, 2011

The results from this experiment revealed thatthe legibility of e-paper displays is influenced by age,10) JIS S 0032, Guidelines for the elderly and people

cataract cloudiness, and 50 cm visual acuity. Recently,

with disabilities - Visual signs and displays

e-paper displays were developed with a front light- Estimation of minimum legible size for asystem in order to assist in reading in darker

Japanese single character, 2003

environments. In addition, the increase contrast11) Matsunami S, Koizuka T, Lege RP, et al. The

ratios and brightness have been especially helpful toeffects of ambient illuminance and aging on thethe elderly. While E-ink displays are designed to beevaluation of the readability of e-paper. J Inst－ 24 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(2）2017

Image Inf Telev Eng 2015; 69: J306-J313
12) Koizuka T, Ishii Y, Kojima T, et al. The
contributions of built-in light on the readability
in e-paper devices. SID Symposium Digest ofTechnical Papers 2014; 45: 861-864
13) Sano S, Kojima T, Miyao M. The effect ofilluminance on visibility during reading e-books
by age groups. Proc. IDW ’12 2012: 691-694
14) Wang AH, Hwang SL, Kuo HT, et al. Effects ofambient illuminance and electronic displays on
users’ visual performance for young and elderly
users. J Soc Inf Display 2010; 18: 629-634－ 25 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(2）2017－ 26 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

原著

看護師のワーク・モチベーション測定尺度の開発
Development of a work motivation scale for nurses
西村夏代 1）、出井涼介 1）、山本智恵子 1）、山口三重子 1）、中嶋和夫 2）
Natsuyo NISHIMURA1）, Ryosuke DEI1）, Chieko YMAMOTO1）, Mieko YAMAGUCHI1）, Kazuo NAKAJIMA2）1）岡山県立大学
2）元両備ヘルシーケア地域ケア総合研究所
1）Okayama Prefectural University2）RYOBI General Research Institute of Community Care

要旨
目的：本研究は、看護師の職務態度向上を支援する組織的な取り組みを検討するための基礎資料を得ることをねらいとして、看護師のワーク・モチベーション測定尺度の開発、ならびに尺度の妥当性、信頼性について検討することを目的とした。
方法：調査対象は、病院の臨床看護師 2000 名とし、調査内容は看護師の基本属性と、看護師のワーク・モチベーションに関する質問項目で構成した。分析には調査項目に欠損値を有さない 603 名のデータを使用した。統計解析では、McClelland の動機理論を参考に看護師のワーク・モチベーション測定尺度を 4 因子二次因子モデルと仮定し、構造方程式モデリングによる確認的因子分析を行った。
結果：適合度指標は CFI=0.976、RMSEA ＝ 0.066 と良好であり、尺度の構成概念妥当性を支持するものであった。
信頼性をω信頼性係数で検討したところ、値は 0.829 であった。
結論：概念的一次元性を備えた看護師のワーク・モチベーションを測定する尺度が開発できた。看護部の組織的な取り組みとして、看護師の「チーム協調への関心」「患者支援への関心」「キャリア向上への関心」「リスク回避への関心」を高める支援が必要であることが示唆された。今後は、本尺度を用いて、ワーク・モチベー
ションと職務態度との関連性や、規定要因の調査を目的とした研究が求められる。

AbstractPurpose: The purpose of this study was to develop a work motivation measurement scale for nurses andexamine its validity and reliability, with the aim of obtaining basic data for the investigation of organizational
initiatives to assist in the improvement of nurses’job behaviors．
Methods: Two thousand clinical nurses working in hospitals participated in the survey．The contents ofthe survey included basic attributes and questionnaire items related to work motivation．Data from 603
participants who had no missing values in the survey items were used for the analysis．The statisticalanalysis resulted in a tentative work motivation measurement scale for nurses based on a four-factor secondorder factor model, constructed on the basis of McClelland's motivation theory, and confirmatory factor
analysis was performed via structural equation modeling．
Results: Goodness of fit indices were satisfactory（CFI = 0.976 and RMSEA= 0.066）, supporting the constructvalidity of the scale． The reliability was 0.829 when measured with a ω reliability coefficient．
Conclusion: A conceptual one-dimensional scale that measures the work motivation of nurses was successfully
developed．The results suggest that there is a need to support nurses to enhance their "interest in teamcollaboration," "interest in patient support," "interest in career improvement," and "interest in risk avoidance"in the form of organizational initiatives in nursing departments．Further studies using this scale arerecommended to understand the relationship between work motivation and job behaviors and to investigate
the determining factors．
キーワード：看護師、ワーク・モチベーション、尺度開発、構造方程式モデリングKey words: Nurses, Work motivation, Scale development, Structural equation modeling－ 27 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

Ⅰ．緒言

考し、適切な統計手法を用いて測定尺度を開発することは学問的にも実践的にも重要な課題と言えよう。

近年、医療の現場では、療養の場や国民のニーズのそこで、本研究では、理論的根拠に基づき看護師の多様化といった変化に的確に対応し良質な看護サービ
スを提供することが求められており 、質向上に寄与

ワーク・モチベーション測定尺度を開発、ならびにそする看護に特化した成果・業績の達成が求められていの妥当性、信頼性について検討することを目的とした。

1）

る。具体的には、看護師自身がより高度なレベルの状

Ⅱ．方法

態を目差した看護技術の習得やマニュアルの作成、業

1．研究デザイン

務改善など、自己の能力開発にかかるものと捉えられ2）る 。これらの成果・業績を生み出す看護師には良好

理論に基づく仮説検証型研究な職務態度が求められ、その職務態度に影響を与える

2．研究方法

個人的な要素の一つとしてモチベーションが注目され

1） 調査対象

3）ている 。

調査対象者は、日本医療機能評価機構の認定を受け欧米における看護師のワーク・モチベーション研究ている卒後臨床研修病院一覧に掲載されている 2257を概観すると、1970 年代から、看護師の仕事継続性へ

病院（2015 年 9 月時点）のうち、無作為に抽出したの関心からワーク・モチベーション研究が開化し 4）、5）、

100 病院において臨床で勤務している看護師 2000 名で1980 年代にはワーク・モチベーションと看護師の生ある（各病院 20 名）。調査方法は、調査票の郵送によ

6）、7）

る自記式調査票で、病院の施設長または看護部長宛にが散見される。また、ワーク・モチベーションの定義を見

研究の同意を得たうえで、各部署の看護師長に質問紙

産性あるいは看護の効率との関連を調査した研究
ると、内発的な側面として定義した研究はあるが3)、8) ～ 10)、の配布を依頼した。依頼文には、臨床で働く看護師で、看護師の質を高める、あるいは業績を高めると言った視領域や臨床経験年数に偏りなく選出いただくよう依頼

点でワーク・モチベーションを捉えたものは皆無である。

した。参加者として選定された看護師個人宛ての依頼

一方わが国のワーク・モチベーションに関する研究では、

書にも、最終的に看護師各自の自由意思に基づき調査

平川によると 2000 年頃より、離職やバーンアウトの問への諾否を選択できることを明記し、質問紙の回収を題から看護師のワーク・モチベーションが注目され、そもって同意が得られたこととした。

れに影響を与える個人要因や環境要因、離職の要因など

2） 調査期間に着目した研究から看護師のモチベーション・マネジメ

平成 27 年 9 月から 12 月であった。

ントが今後の課題であると指摘されている

11）。

3） 調査内容

ワーク・モチベーション測定尺度に着目すると、欧調査内容は、看護師の基本属性（性別、年齢、最終

米では、産業組織分野で従業員を対象に開発された尺教育課程、臨床経験期間、所属施設の病床数）と看護度を看護師に援用しており

10）
、12）
、13）

、内容的妥当性及び構成概念妥当性が確認されたワーク ･ モチベーショ

師のワーク・モチベーションを測定するのに必要な測定項目（12 項目）で構成した。

ン 測 定 尺 度 は、「MAWS（The Motivation at Work
Scale）」の 1 件のみであるが14）

本研究で用いる確認的因子分析は、理論に則して仮、この尺度は看護師を説を立てその構成概念妥当性を検討する分析方法であ対象に開発された尺度ではない。国内では佐野らの「看り、測定尺度の構成概念の定義を明確にしてから項目15）を用いた研究が蓄積されてい作成をしなければならない 20）。よって、看護師のワーるが 16）～ 18）、統計的に尺度の構成概念妥当性を検討さ

ク・モチベーションの理論枠組みには、定義と構成要れた文献は全くない。近年、状況に応じたモチベーショ

素が明言されている McClelland の動機理論 21）を採用

ンの重要性が認識され、職務の特性がモチベーション

し、看護師の職務成果を高める行動に結びつく、と護師の仕事意欲尺度」に影響を与える

19）と言われていることを勘案するないう視点から看護師のワーク・モチベーションの定ら、看護師職務の文脈を重視したワーク ･ モチベーショ

義の再考を行った。McClelland の動機理論の定義「aン測定尺度の開発が必須であり、キャリア発達や看護

motive as a recurrent concern for a goal state basedの質に還元できる研究が必要である。そのため、看護on a natural incentive

師の質を高める、あるいは業績を高めるといった視点

orients, and selects behavior」を参考に、「看護師のワーでワーク・モチベーションを捉え、その構成概念を再ク・モチベーションとは、看護師の職務成果に結びつ－ 28 －― a concern that energizes,

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

く職務態度を志向しその態度を選択するような関心での 4 つの下位概念を第一次因子、「看護師のワーク・モある」と定義した。

チベーション」を第二次因子とする 4 因子二次因子モ

調査項目の設定に際しては、McClelland の動機理

デルを仮定し、そのモデルのデータへの適合度を確認

論の 4 つの動機傾向（達成動機、親和動機、パワー動的因子分析により検討した。因子構造モデルのデータ

22）

機、回避動機）と、コンピテンシー ･ モデル （対人に対する適合度の判定には、χ 2 ／ df、Comparative

理解、顧客サービス、チームワークと協調など）の概

Fit Index（CFI）、Root Mean Squares Error of

念枠組みを基礎に、1）「チーム協調への関心」、2）「患Approximation（RMSEA）を採用し、推定法には重者支援への関心」、3）「キャリア向上への関心」、4）「リみ付け最小二乗法の拡張法（WLSMV）を用いた。変

スク回避への関心」と筆者らによって命名し、4 側面

数間の関連性については 5%有意水準とした。一般から測定した。尺度項目の選定については、冗長でな的 に、CFI は 0.90 以 上 24）、RMSEA は 0.08 以 下 25）

いバラエティに富んだ項目の組み合わせを選び質的なであることが統計学的な許容範囲となっている。尺度

意味での ｢収束的妥当性｣ を高めつつ、信頼性の確保の信頼性については、内的整合性に着目しω信頼性係もできるような質問項目の作成が望ましいと言われる

数 20）を算出し検討した。

23）。そのため、コンピテンシー ･ モデル 22）や筆者らの以上の統計解析には、「IBM臨床経験を参考に、看護師のワーク・モチベーションと「Mplus 7.3」を使用した。

SPSS

Statistics 22」の構成概念と常に照らし合わせながら、構成概念を反3．倫理的配慮

映する測定項目の作成のため筆者らで検討し、因子間本調査は、岡山県立大学倫理委員会の承認を得て実の得点の比較も可能になるように同数とした。

施した（受付番号 474）。病院の施設長または看護部

具体的な項目としては、「チーム協調への関心」は、長宛に研究の同意を得たうえで質問紙の配布を依頼し「m1：スタッフとの調和を保つこと」「m2：スタッフ

た。また、個人の特定ができないようプライバシーへ同士で話をする時間をもつこと」「m3：他職種と連携の配慮のため個別に返送用の封筒を用いて投函する方をとること」の 3 項目、「患者支援への関心」は、「m4：法を用い、研究の趣旨、研究協力は自由意思であるこ患者や家族の力を信じること」「m5：患者や家族の個と、協力しない場合も何ら不利益を被ることが無いこ

別的なニーズに柔軟に応えること」「m6：よりよいケと等を文書で説明した。

アを工夫すること」の 3 項目、「キャリア向上への関心」
は、「m7：看護師として業績を残すこと」「m8：リー

なお、本研究は平成 27 年度岡山県立大学地域貢献
特別研究助成費の助成を受けて実施した。

ダーシップを取ること」「m9：看護師としての将来の目標を達成すること」の 3 項目、「リスク回避への関心」

Ⅲ．結果

は、
「m10：適切に感染予防対策を実施すること」「m11：1．分析対象者の基本属性

業務で生じるストレスに対処すること」「m12：確実

統計解析には、アンケートで回収された 656 名分（回にリスクを回避すること」の 3 項目とし、計 12 項目

収率 32.8％）のデータのうち、分析に必要なすべてのを配置した。回答は、関心の程度について「0 点：全調査項目に欠損値を有さない 603 名分のデータを使く関心がない」「1 点：あまり関心がない」「2 点：関用した。分析対象 603 名の基本属性の分布は、表 1 に心がある」「3 点：とても関心がある」の 4 件法で求め、示すとおりであった。臨床看護師の性別は男性 49 名

得点が高いほど看護師のワーク・モチベーションが高（8.1％）、女性 554 名（91.9％）であり、平均年齢（±いことを意味するように設定した。

標準偏差）は 38.2 ± 9.6 歳であった。最終教育課程は「専4） 統計解析門学校」が最も多く 511 名（84.7％）、ついで「短期大学」

統計解析に当っては、看護師のワーク・モチベー

47 名（7.8％）、「大学」43 名（7.2％）、「大学院（修士：

ション測定尺度の妥当性と信頼性を検討した。妥当性

前期課程）」2 名（0.3％）であった。臨床経験期間（平については因子構造の側面から見た構成概念妥当性に

均±標準偏差）は、14.3 ± 9.2 年であった。所属施設

着目し、構造方程式モデリングによる確認的因子分析の病床数は、「100 床未満」が 35 名（5.8％）、「100 床を行った。具体的には、筆者らが事前に想定した仮説

以上 200 床未満」が 252 名（41.8％）、「200 床以上 500

構造に基づき、「チーム協調への関心」「患者支援への床未満」が 252 名（41.8％）、「500 床以上」が 64 名（10.6％）

関心」「キャリア向上への関心」「リスク回避への関心」

であった。

－ 29 －



社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

表1 ಽᨆኻ⽎⠪ߩၮᧄዻᕈߩಽᏓ
分析対象者の基本属性の分布 P(n=603)
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2．看護師のワーク・モチベーション測定尺度の妥当性・信頼性の検討 
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チベーション測定尺度の信頼性をω信頼性係数で検討したところ、値は 0.829 であった。

看護師のワーク・モチベーションに関する 12 項目の回答分布は、表 2 に示した。看護師の職務態度測

Ⅳ．考察

定尺度について、想定した 4 因子二次因子モデルの本研究は、看護師の職務態度向上を支援する組織的因子構造の側面から見た構成概念妥当性を確認的因な取り組みを検討するための基礎資料を得ることをね

2

子分析により検討したところ、χ =180.368（df=50）、らいとして、理論的根拠に基づき看護師のワーク・モ

CFI=0.976、RMSEA ＝ 0.066 と良好な適合度を示した

チベーション測定尺度を開発し、その妥当性、信頼性（図 1）。変数間の関連性に着目すると、因子構造モデについて検討することを目的に行った。

ルにおいて仮定した関連性は、すべて統計学的に有意

本研究の分析対象 603 名は、全国平均 26）、27）と比較な関連性を示していた。第二次因子から第一次因子にして男女の割合、年齢分布はほぼ同様の割合を示し、対するパス係数は、0.586 － 0.919 の範囲にあった。第また、臨床経験期間についても新人から熟練層まで幅一次因子である「チーム協調への関心」から観測変数

広いサンプルが得られたことは、統計解析にとって有へのパス係数は 0.777 － 0.859、「患者支援への関心」

用な標本が確保できたと言えよう。なお、尺度の妥当からは 0.772 － 0.894、「キャリア向上への関心」から性の検討には確認的因子分析を用いたが、この統計解は 0.740 － 0.801、「リスク回避への関心」からは 0.515

析手法は理論的に措定されたモデルの適切さを標本に－ 0.771 の範囲にあった。また、看護師のワーク・モ

する適合度から評価でき、従来から使用されている探－ 30 －


社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

2 看護師のワーク・モチベーションに関する項目の回答分布（n=603）単位：名⴫表⋴⼔Ꮷߩࡢ࡯ࠢ࡮ࡕ࠴ࡌ࡯࡚ࠪࡦߦ㑐ߔࠆ㗄⋡ߩ࿁╵ಽᏓ㧔P㧕න૏㧦ฬ
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図１ 看護師のワーク・モチベーション測定尺度の因子構造の側面から見た構成概念妥当性－ 31 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

索的因子分析と比較してより恣意性や曖昧さを払拭できる厳密な解析方法とされている

28）

これらの知見を臨床での実践に生かすためには、看。また、本研究で護師のワーク・モチベーション測定尺度が「看護師のは尺度の質問項目が順序尺度であることを鑑み、パラ

職務成果に結びつく職務態度を志向しその態度を選択

メーターの推定に WLSMV を採用したが、サンプル

するような関心」に関する項目で構成されていること

サイズや観測変数の数の正規性に関わらず、安定してを考慮するなら、看護部はこのような関心を高める支正しい推定値を出力することが知られており

29）

、統計

解析方法の選択も適切であったと言える。

援を考案し、構築する必要がある。さらには、看護師自身がワーク・モチベーションの要素となる「チーム本研究では看護師のワーク・モチベーション測定

協調への関心」「患者支援への関心」「キャリア向上へ

尺度を開発するにあたり、看護師のワーク・モチベーの関心」「リスク回避への関心」を認識し、それらのションの定義の再考を試みた。その理由は、既存のワー関心を高める努力をすべきである。

ク・モチベーション測定尺度はワーク・モチベーショ

今後は、本研究で開発された看護師のワーク・モチ

ンを内発的で自己発生的なものと定義しており、看護ベーション測定尺度を用いて、ワーク・モチベーショ師の質を高め、業績を生み出すといった看護師の特性

ンに影響を与える要因や、ワーク・モチベーションがに沿った尺度は皆無であったことから、専門職者とし職務態度にどのように影響を与えているのかについて、ての質向上を目指したワーク・モチベーションのあり

実証的に検討することが重要な課題である。なお、動方が問われると考えたからである。そこで本研究で機理論において「動機が実際の行動につながるかどう21）の定義「a motive as a

かは、機会や、習慣、状況、価値」に依存しているとrecurrent concern for a goal state based on a natural

言われていることから 21）、ワーク・モチベーションのincentive ― a concern thatenergizes, orients, and

規定要因に、機会、状況、価値などを配置し縦断的な

selects behavior」を参考に、看護師のワーク・モチベー調査研究を行なうことで、背景要因の順序性を解明す

ションを「看護師の職務成果に結びつく職務態度を志ることが可能であろう。これらの研究を進めることで、向しその態度を選択するような関心」と定義し、モチ

看護師独自の職務特性、すなわち患者支援やリスク回は、McClelland の動機理論

ベーション 4 要素とコンピテンシーモデル

22）

の概念

枠組みを参考に尺度開発を試みた。

避などを考慮したワーク・モチベーションの個人要因、環境要因の関連性が明らかになり、看護師の職務成果

その結果、本研究では、McClelland の動機理論に示されているモチベーション 4 要素（パワー動機、親和向上に寄与する支援に関する示唆が得られると期待される。

動機、達成動機、回避動機）に関連した、1）チーム
協調への関心、2）患者支援への関心、3）キャリア向Ⅴ．結論

上への関心、4）リスク回避への関心、の 4 因子を第本研究では、理論的背景に基づき、看護師のワー

一次因子、看護師のワーク・モチベーションを第二次

ク・モチベーション測定尺度の開発、ならびに信頼性・因子とする二次因子モデルをあらかじめ仮定し、その妥当性を検討した。その結果、尺度は良好な適合度がモデルが、確認的因子分析により、良好な適合度が得得られ、因子構造モデルの側面から見た構成概念妥当られた。このことは、本研究で開発した 12 項目 4 因性が統計学的に支持され、概念的一次元性を備えた看子で構成される看護師のワーク・モチベーション測定

護師のワーク・モチベーション測定尺度が開発できた。

尺度が、因子構造モデルの側面から見た構成概念妥当

今後は本研究で開発された尺度を用いて、看護師の性が統計学的に支持されたことを意味している。別言

ワーク・モチベーションを決定付ける要因や職務行動

するなら、以上の結果は、概念的一次元性を備えた看に与える影響などを実証的に検証し、看護職の成果に護師のワーク・モチベーションを測定する尺度が開発結びつく職務態度を促進する組織的な取り組みを検討できたことを意味する。他方、この結果は McClelland

していく必要がある。

の動機理論のモチベーションが 4 要素（達成動機、パワー動機、親和動機、回避動機）で構成されているこ謝辞とを支持するものと言え、モチベーションの規定要因などを適切に明らかにする上で、意義深い結果と言える。

本研究で調査にご協力いただいた、病院施設の皆様、看護師の皆様に心よりお礼申し上げます。

－ 32 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

引用文献

Systems: A Test of the Job Characteristics

1）厚生労働省医政局看護課 . 看護の質の向上と確保

Model. Canadian journal of nursing leadership,
1999; 12（1）: 14-22.

に関する検討会中間とりまとめについて . [online]
平 成 21 年 3 月 17 日 . [ 平 成 28 年 7 月 13 日 検13）Battistelli. A., Galletta. M., Portoghese. I., et

索 ]. イ ン タ ー ネ ッ ト ＜ http://www.mhlw.go.jp/

al. Mindsets of commitment and motivation:

shingi/2009/03/dl/s0317-6a.pdf ＞

Interrelationships and Contribution to work2）河野秀一 . モチベーションアップの目標管理

outcomes. The Journal of Psychology, 2013; 147

第（1）: 17-48.

2 版 . 東京：メヂカルフレンド社 .2011：154-155.
3）Toode. K., Routasalo. P., Suominen. T. Work

14）Gagne. M., Forest. J., Gilbert. M., et al. The

motivation of nurses: a literature review. Nursing

Motivation at Work Scale: Validation Evidence inStudies, 2011; 48（2）: 246-257.

Two Languages. Educational and Psychological
Measurement, 2010; 70: 628-646.

4）Meir. E. L. Relationship between intrinsic needs
and women's persistence at work. Journal of

15）佐野明美 . 看護師の仕事意欲測定尺度の作成 . 日
本看護医療学会雑誌 . 2005；7（1）：9-17.

Applied Psychology, 1972; 56（4）: 293-296.
5）McCloskey. J. Influence of rewards and16）佐野明美 , 山口桂子 , 平井さよこ . 中堅看護師のincentives on staff nurse turnover rate. Nursing

仕事意欲に関する調査：役割ストレス認知及びそResearch, 1974, May-Jun; 23（3）: 239-47.

の他関連要因との分析 . 日本看護研究学会雑誌 .
2006；29（2）：81-93.

6）Baird. J. E. Changes in Nurse Attitudes:
Management Strategies for Today's17）下川唯 , 片山はるみ . 中堅看護師の役割に対す

Environment. Journal of Nursing Administration,

る「やりがい感」と「負担感」の同時認知と精神

1987; 17（9）: 4-44.

的健康や仕事意欲との関連 . 日本看護科学会誌 .
2015；35：247-256.

7）Ronald. J., William. W., Tamara. W. Effective
Management of Day-to-Day Job Performance:18）北川良子 . 助産師の出産・育児と就業継続の関連

Motivational Strategies and Work Outcomes.

要因 : —就業継続状況に焦点をあてて—. 日本助

The Journal of Psychology, 1982; 111（1）: 35-40.

産学会誌 . 2010；24（2）：345-357.

8）Toode. K., Routasalo. P., Helminen. M., et al.

19）Gary. L. ／ Kanai. T. Work Motivaion, 2nd ed.

Hospital nurses' work motivation. Scandinavian

Japan. NTT Publishing Co., Ltd, 2009: 342-345.

Journal of Caring Sciences, 2015; 29（2）: 248-57.

20）豊田秀樹 . 共分散構造分析 [ 疑問編 ] －構造方程式モデリング－ . 東京 . 朝倉書店 . 2003.

9）Suhonen. R., Stolt. M., Gustafsson. M. L., et al.
The associations among the ethical climate,21）McClelland, D. C. Human Motivation, New York,
Cambridge university press, 1987: 663.

the professional practice environment andindividualized care in care settings for older22）Lyle. M. Spencer., Signe. M. Spencer. Competenceat Work, USA, WILEY, 1993: 1-342.

people. Journal of Advanced Nursing, 2014; 70（6）:23）豊田秀樹 . 共分散構造分析 [ 入門編 ] －構造方程1356-68.

式モデリング－ . 東京 . 朝倉書店 . 1998.

10）Janssen. P. P., Jonge. J. D., Bakker. A. B. Specificdeterminants of intrinsic work motivation,24）小塩真司 . 初めての共分散構造分析－ Amos によるパス解析

burnout and turnover intentions: a study amongnurses. Journal of Advanced Nursing, 1999; 29（6）:

第 2 版 . 東京 . 東京図書 . 2008：275.

25）山本嘉一郎 , 小野寺孝義 . AMOS による共分散構
造分析と解析事例

1360-9.
11）平川 幹子 . 看護師のワーク・モチベーションについての文献検討 . 看護・保健科学研究誌 . 2013；

第 2 版 . 京都 . ナカニシヤ出版 . 2002：222.
26）厚生労働省 . 平成 26 年衛生行政報告例（就業医療関係者）の概況 .“結果の概要－就業保健師・14（1）：181-189.
12）Edgar. L. Nurses’Motivation and its Relationship

助産師・看護師・准看護師－（1）就業保健師等

to the Characteristics of Nursing Care Deliveryの年次推移 H26 年”.[online] 平成 27 年 7 月 16 日 .

－ 33 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017[ 平成 28 年 7 月 15 日検索 ]. インターネット〈http://
www.mhlw.go.jp/toukei/saikin/hw/eisei/14/〉27） 厚 生 労 働 省 医 政 局 看 護 課 . 第 1 回 看 護 職 員 需
給 見 通 し に 関 す る 検 討 会 , 資 料 3-1. [online] 平
成 26 年 12 月 1 日 . [ 平 成 28 年 7 月 15 日 ]. イ
ン タ ー ネ ッ ト ＜ http://www.mhlw.go.jp/stf/
shingi2/0000072897.html ＞
28）古谷野亘 . 老研式活動能力指標の交差妥当性―因子構造の普遍性を予測的妥当性 . 老年社会科学 .
1992；14：34-42.
29）小杉孝司 , 清水裕士 . M-plus と R による構造方
程式モデリング入門 . 京都 . 北大路出版 . 2014：132-133.

－ 34 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

原著

地域住民を対象とした認知症に関する知識尺度の検討
Developing a Scale to Assess Dementia-Related Knowledge among Local Residents
三上舞 1）、中尾竜二 2）、3）、堀川涼子 4）、杉山京 2）、5）、澤田陽一 6）、桐野匡史 6）、竹本与志人 6）
Mai Mikami1）, Ryuji Nakao2),3）, Ryoko Horikawa4）, Kei Sugiyama2),5）,
Yoichi Sawada6）, Masafumi Kirino6）, Yoshihito Takemoto6）
1）元岡山県立大学大学院保健福祉学研究科2）岡山県立大学大学院保健福祉学研究科
3）川崎医療福祉大学医療福祉学部
4）美作大学生活科学部
5）日本学術振興会特別研究員（DC1）6）岡山県立大学保健福祉学部
1）Former Graduate School of Health and Welfare Science, Okayama Prefectural University2）Graduate School of Health and Welfare Science, Okayama Prefectural University
3）Faculty of Health and Welfare, Kawasaki University of Medical Welfare
4）Faculty of Human Health Science, Mimasaka University5）Research Fellow of Japan Society for the Promotion of Science DC16）Faculty of Health and Welfare Science, Okayama Prefectural University

抄録
本研究では，地域住民を対象に，認知症に関する知識を医学的知識や行動・心理症状および対応方法等に関する知識から総合的に評価する指標の作成を目的とし，尺度の信頼性および構成概念妥当性の検討を行った．A 県内の4 市町の地区（支部）社会福祉協議会等に所属する各種委員を対象に，無記名自記式の質問紙調査を行った．統計
解析には，各項目に欠損値のない 764 名の資料を用いた．解析方法として，まず認知症に関する知識 17 項目について項目分析を行い，探索的因子分析により因子構造を検討した．さらに検証的因子分析ならびに外的基準（認知症の人に対する態度）を用いた構成概念妥当性について構造方程式モデリングを用いて検討した．その結果，本研究の認知症に関する知識尺度は 10 項目より構成され，信頼性および妥当性を備えた尺度であり，認知症の人に対する態度を予測する上で有用な指標となることが示唆された．

Abstract
This study targets local residents and develops an indicator to comprehensively evaluate their dementia-related
knowledge, including medical knowledge, knowledge related to behavioral and psychological symptoms, andcaring methods. Furthermore, a verification of the reliability and construct validity of the scale was conducted.
An anonymous, self-administered questionnaire was administered to members of various committees belonging
to the District（branch）Councils of Social Welfare in four municipalities in Prefecture A. Statistical analysis was
conducted on data from 764 questionnaire responses with no missing values. Item analysis of 17 knowledge items
related to dementia was conducted; factor structure was also examined using an exploratory factor analysis. In
addition, structural equation modeling was used to examine the construct validity via confirmatory factor analysis
as well as the relation with external criterion（attitude toward people with dementia）. The results suggested
that the 10-item knowledge scale related to dementia developed through this study is a reliable and valid scalethat can be used as an indicator for predicting attitudes toward people with dementia.
キーワード：地域住民，認知症に関する知識，尺度作成，態度
Keywords : local residents, knowledge related to dementia, scale development, attitudes－ 35 －

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Ⅰ．緒言

さらに，国外の認知症に関する知識研究については，

わが国の認知症者数は，2025（平成 37）年には 700

Dieckmann ら 20）や Gilleard ら 21），Werner25），Ayalon

万人を超える 1）と推計されており，高齢化の進展に伴ら 18），Carpenter ら 19） など多くの論文が報告されてい今後ますます増加することが見込まれている．認知

おり，わが国と比較し認知症に関する知識尺度研究は症の疑いのある高齢者（以下，当事者とする）の早期

先進的に行われている．しかし，認知症をとりまく支発見・早期受診は，当事者や家族の生活の質の維持・援体制の相違や認知症症状，特に周辺症状等について

2-5）は認知症患者の個々の生活史等を背景に出現する 28）

ものと期待されており，認知症施策推進総合戦略をはため，文化的背景の異なる国外の尺度をわが国におけじめとする認知症の人の早期発見・早期受診を目的とる調査研究に適用するには限界があり，日本語版の作した施策の推進が重点課題となっている．また，急増成および使用に際してはわが国における知識研究のよする認知症者数に対応するため，専門職や当事者・家

り一層の発展とさらなる知見の蓄積が求められる．

向上ならびに医療財政面での負担軽減に寄与する族のみならず，地域の中で認知症が疑われる高齢者をそこで，本研究では，地域住民を対象に認知症に関早期に発見し，当事者・家族への受診促進ならびに専する知識を総合的に評価する指標の作成を目的に，新門機関への援助要請を行う役割が，地域住民の中からたな認知症の知識尺度を検討することとした．

委嘱された民生委員，福祉委員などの各種委員（以下，Ⅱ．方法

地域住民とする）に求められてきている

1．調査対象者および調査方法

6，7）

．さらに，

近年，地域住民の認知症の人に対する肯定的な態度の調査対象者は，A 県内の 4 市町の地区（支部）社会醸成や早期発見・早期受診における援助行動の促進に

福祉協議会，認知症キャラバンメイト，小地域ケア会

おいて，認知症に関する知識の重要性が指摘されるよ議に所属する各種委員（民生委員，福祉委員，認知症

うになり

8-15）

，国内外で認知症に関する知識の評価指標の作成が進められているところである

16-25）．

式の質問紙調査とし，2015（平成 27）年 4 月から同年

本邦における地域住民などの非専門職を対象とした認知症に関する知識尺度は，杉原ら
17）

，金ら

24）

サポーターなど）2,503 名とした．調査は無記名自記

や Arai ら

22）

によって作成が試みられているのみである．

12 月までの期間内に地区社会福祉協議会などの会議が開催された地区にて実施した．また，各市町社会福祉協議会および地域包括支援センター職員を通して調査

さらに，杉原らの尺度は，特定の原因疾患のみを対象の趣旨と倫理的配慮について書面ならびに口頭にて説とした尺度構成となっていることや，現在の認知症に明を行った．回答は，記入済みの調査票を回答者が自関する知見と照合すると設問の正答が読み手の解釈のら返信用封筒に厳封した後，研究責任者宛に返送する仕方によって異なる項目が一部含まれるなど，認知症方法を採り，調査票の回収をもって，調査への同意とに関する知識の評価のためには多くの課題が残されてみなした．

いる．また，Arai らの尺度は，一般市民を対象とした

2．調査内容実態把握を目的に使用されたものであり，2006（平成調査内容は，対象者の属性（性別，年齢，認知症

18）年当時で正答率が 9 割を超える設問が複数含まれの人の介護経験の有無，医療・福祉専門職経験の有無，

るなど，認知症に対する関心の高い集団に対して使用

認知症サポーター養成講座受講経験の有無），認知症

するには項目の難易度の補正と精査が必要となる．他に関する知識，認知症の人に対する態度で構成した．

方，金らの尺度は，認知症の行動・心理症状とその対認 知 症 に 関 す る 知 識 に つ い て は， 先 行 研 究 等

応方法に重点を置いた尺度構成となっているが，認知17-22,24,25,29）症の初期症状の多くは，他の疾患や老化による影響とや「治療」，「診断方法」などの設問 17 項目を独自に混同されやすい面があり，認知症の原因や症状といっ設定した．項目の選定に際して，認知症に関する専門

た認知症に関する医学的知識の乏しさが早期受診の弊書および国内外の認知症の知識に関する論文を通読害となっている

2,4，
24-27）

を参考に項目を収集し，認知症に関する「症状」ことが指摘されている．したがっし，認知症の症状や診察方法等に精通する研究者の協て，病初期の段階での受診を促進するためには，行動・力の下，尺度構成の検討ならびに教示文の修正を行っ

心理症状や対応方法に関する知識のみならず，認知症た．回答は，「そう思う」「ややそう思う」「あまりそに関する医学的知識も含め，総合的に知識を評価する

う思わない」「そう思わない」の 4 件法で求め，得点ことが必要となる．

化は設問の内容が正しい場合には「そう思う：1 点」「そ－ 36 －

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れ以外：0 点」，設問の内容が誤っている場合には「そするため，WLSMV を推定法とする構造方程式モデ

う思わない：1 点」「それ以外：0 点」を加点した．なお，

リング 32） を用いた検証的因子分析を行い，データに設問は，設問内容が正しいもの 8 問，誤っているもの

対する適合度と変数間の関係性を検討した．また，検9 問で構成した．

証的因子分析で検討した因子構造を単一の尺度とみな認知症の人に対する態度は，金ら8）によって作成さした時の認知症に関する知識尺度の信頼性は，Kuder-

れた評価尺度を使用した．なお，認知症の人に対するRichardson formula20（以下，KR-20 信頼性係数とする）

態度尺度は知識尺度の構成概念妥当性の検討においてで検討した．

外的基準として用いた．本尺度は，先行研究 11） によ

さらに第 4 段階として，先行研究で「認知症に関すり既に尺度の信頼性および構成概念妥当性の検討が行る知識」との関連が指摘されている「認知症の人に対われている．本尺度の目的は，認知症の人に対する肯する態度」に着目し，認知症の人に対する「肯定的態定的ないし否定的感情とともに，受容的または拒否的度」および「否定的態度」を外的基準に置いた構成概な行動の傾向を測定することであり，精神障害者分野

念妥当性の検討を行った．「認知症に関する知識」をの先行研究を参考に，精神障害者に対する恐怖心や精

独立変数，認知症の人に対する「肯定的態度」および

神障害者との日常生活上の関わり方といった内容の項「否定的態度」を従属変数とする因果関係モデルを設

目を認知症に適応できるよう精査し，作成されている．

定し，WLSMV を推定法に構造方程式モデリングを用

また，本尺度は認知症の人に対する肯定的態度に関すいてモデルの適合度と変数間の関係性を検討した．なる設問 7 項目，否定的態度に関する設問 8 項目の計 15

お，モデルの検討に先立ち，外的基準に設定した「認項目で構成される．回答は「そう思う：3 点」「ややそ知症の人に対する態度」について，WLSMV を推定法

う思う：2 点」「そう思わない：1 点」の 3 件法で尋ね，とする構造方程式モデリング 32） を用いた検証的因子

得点が高いほど認知症の人に対する肯定的態度ならび分析を行い，データに対する適合度と変数間の関係性に否定的態度が高くなるよう得点化を行った．

を検討した．また，認知症の人に対する態度の信頼性

3．解析方法は Cronbach のα信頼性係数で検討した．

統計解析には，第 1 段階として，尺度を構成する項

構造方程式モデリングにおけるモデルの適合度の目の均質性を高めることを目的に，同時複数項目削減

評 価 に は，Comparative Fit Index（ 以 下，CFI と す

相関係数法 30） に従い，当該の項目得点とそれ以外のる），Root Mean Square Error of Approximation（以項目得点の合計点との相関係数 Corrected Item-Total

下，RMSEA とする）を用いた．これらの適合度指標

Correlation（以下，CITC とする）を算出し，CITC が 0.4は一般的には，CFI ≧ 0.95，RMSEA<0.05 であればそ未満を示す項目を削除することとした．

のモデルがデータをよく説明していると判断され 31,32），

第 2 段階として，認知症に関する知識の因子構造を

CFI<0.90，RMSEA ≧ 0.10 であればそのモデルを採択検討するため，探索的因子分析を行った．なお，因子すべきではないと判断される 33）．また，パス係数の有数が複数の場合には，因子構造の解釈が容易となるよ

意性は 5%有意水準とした．

う Promax 回転を用いた．また，探索的因子分析には
カテゴリカルデータに最適な推定法である頑健性のあ

以上の解析には，統計ソフト「IBM SPSS Statistics
24」ならびに「Mplus version7.4」を用いた．

る重み付け最小二乗法（以下，WLSMV とする）を用

4．倫理的配慮

いた．WLSMV はカテゴリカルデータの推定法として

本研究の実施にあたり，各市町社会福祉協議会お従来用いられてきた重み付き最小二乗推定法を発展さよび地域包括支援センター職員を通して口頭ならびにせたものであり，サンプルサイズや観測変数の数，潜書面にて調査の趣旨と倫理的配慮等について説明を

在変数の正規性にかかわらず，安定して正しい推定値行った（集合調査）．また，回答は無記名自記式で求め，を出力することが報告されている

31）．また，探索的因調査協力の了承が得られた場合のみ，回答を行う形式

子分析による因子数の決定はスクリープロット基準をを採り，調査票の回収をもって調査への同意を得るこ

採用し，因子解釈は絶対値が 0.4 を超える因子負荷のととした．

推定値を参考に判断した．

なお，本調査は 2015（平成 27）年 3 月 26 日に岡山

第 3 段階として，探索的因子分析によって抽出された認知症に関する知識尺度の構成概念妥当性を検討

県立大学倫理委員会の審査・承認を得て実施した（受付番号：447）．

－ 37 －

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Ⅲ．結果

64.0 歳（標準偏差：8.8，範囲：22-87）であった．認調査は，調査対象者 2,503 名のうち，調査期間内に知症の人の介護経験がある人は 303 名（39.7%）であり，開催された地区社会福祉協議会などの会議の参加者

医療・福祉専門職経験がある人は 131 名（17.1%），認940 名（調査対象者の 37.6%）を対象に実施した．また，知症サポーター養成講座の受講経験がある人は 288 名

統計解析には，回収された 919 名（回収率：97.8%）（37.7%）であった．

2．認知症に関する知識の回答分布（表 1）分の調査票のうち，性別，年齢，認知症の人の介護経験の有無，医療・福祉専門職経験の有無，認知症サポー認知症に関する知識の回答分布は表 1 に示すとおり

ター養成講座受講経験の有無，認知症に関する知識 17である．正答率が最も高かった項目は「yK8：認知症

項目，認知症の人に対する態度（肯定的態度・否定は遺伝なので治療法はない」であり，554 名（72.5%）

的態度）15 項目に欠損値のない 764 名（有効回答率：

が正しい回答を選択していた．一方，正答率が最も低

83.1%）の資料を用いた．

かったのは「yK11：脳の画像（MRI，CT，PET など）

1．分析対象者の属性から認知症と診断できる」であり，正しい回答を選択

分 析 対 象 者 の 属 性 に つ い て， 性 別 は 男 性 359 名できていたのは 56 名（7.3%）であった．

（47.0 %）， 女 性 405 名（53.0 %） で あ り， 平 均 年齢は⴫㪈䇭⹺⍮∝䈮㑐䈜䉎⍮⼂䈱࿁╵ಽᏓ䋨㫅㪔㪎㪍㪋䋩
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社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

3．認知症に関する知識を構成する項目の選定

目を用いて探索的因子分析を行った．スクリープロッ

および因子構造の検討（表 2，図 1，図 2）

ト基準より，固有値は 4.133，1.139，0.885，0.740…と認知症に関する知識 17 項目について，尺度の内部減衰し，第 1 因子と第 2 因子の間で落差が大きかった

一貫性を高めることを目的に，CITC を算出した結果

ことから，認知症に関する知識尺度は 1 因子構造であ（表 2），CITC が 0.4 以上を示した項目は「yK4：精神ると判断した．第 1 因子の寄与率は 41.3%であり，因安定剤などの向精神薬を飲むことによって，認知症症

子負荷量が 0.4 未満を示す項目はなかった．

状が悪化してしまうこともある」「yK6：認知症の治

次いで認知症に関する知識 10 項目を 1 因子モデル

療は，入院治療が中心である」「yK7：認知症の人へと仮定し，検証的因子分析を行った（図 1）．その結果，の適切な接し方で認知症の症状を和らげることができモデルに対する適合度は CFI=0.957，RMSEA=0.049

る」「yK8：認知症は遺伝なので治療法はない」「yK9：であり，CFI，RMSEA ともに統計学的な許容水準を

精神安定剤などの向精神薬は認知症に投薬されること満たしていた．また，モデルの識別のために制約を加はない」「yK10：物忘れ以外にも，認知症の症状はた

えたパスを除き，パス係数はすべて正の値を示し，統くさんある」「yK12：認知症の診断には，心理検査（あ計学上有意であった．また，認知症に関する知識 10

るいは認知機能検査）が役立つ」「yK13：認知症で精項目を単一の尺度とみなした場合の KR-20 信頼性係数

神科には受診できない」「yK14：認知症か否かを症状

は 0.727 であった．

だけで推測するのは不十分である」「yK17：手足のふなお，認知症に関する知識 10 項目の得点分布は図

るえやこわばりを伴う認知症がある」の 10 項目であり，2 に示すとおりとなり，認知症に関する知識は平均 4.8

以上の項目を採用することとした．続いて，認知症に点（標準偏差：2.6，範囲：0-10）であった．

関する知識の因子構造を検討するため，残った 10 項⴫㪉䇭⹺⍮∝䈮㑐䈜䉎⍮⼂㪈㪎㗄⋡䈱㪚㪠㪫㪚
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社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

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̪***: p<0.001

定的態度」を構成する観測変数を測定尺度とみなした

4．認知症の人に対する態度尺度の構成概念妥場合のα信頼性係数は 0.773 であった．

5．認知症に関する知識と認知症の人に対する当性の検討

態度の関係（図 3）認知症の人に対する態度について，認知症の人に対する「肯定的態度」と認知症の人に対する「否定的態度」

認知症の人に対する態度を外的基準に設定し，「認を下位因子とする 2 因子斜交モデルを設定し，構造方知症に関する知識」を独立変数，認知症の人に対す

程式モデリングを用いてデータに対する適合度を確認

る「肯定的態度」および「否定的態度」を従属変数とし た 結 果，CFI=0.895，RMSEA=0.091 で あ り 統 計 学する因果関係モデルを構築し，WLSMV を推定法に的な許容水準を満たしていなかった．そこで，Mplus

構造方程式モデリングを用いてデータに対する適合の算出する修正指標を参考に各項目の質問内容から項度を確認した．その結果，モデルに対する適合度は目間の関連を検討し，「家族が認知症になったら，世CFI=0.914，RMSEA=0.055 であり，いずれも統計学

間体や周囲の目が気になる」と「家族が認知症になっ的な許容水準を満たしていた．パスの推定値およびそたら，近所づきあいがしにくくなる」の誤差変数間にの有意性検定の結果，「認知症に関する知識」は認知共分散（相関）を認めて再度検討を行った．その結果，症の人に対する「肯定的態度（β =0.552，p<0.001）」

CFI=0.935，RMSEA=0.072 と統計学的な許容水準を

および「否定的態度（β =-0.251，p<0.001）」と有意満たしていた．また，モデルの識別のために制約を加な関連が確認された．

えたパスを除き，パス係数はすべて正の値を示し，統なお，認知症の人に対する「肯定的態度」の説明率

計学上有意であった．なお，認知症の人に対する「肯は 30.4%，認知症の人に対する「否定的態度」の説明

定的態度」を構成する観測変数を測定尺度とみなした率は 6.3%であった．

R2 =0.304.618†.666***

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n=764 䋺 CFI=0.914 RMSEA=0.055 䋨ផቯᴺ䋺WLSMV䋩̪İ䈫ȗ䈲⺋Ꮕᄌᢙ
̪***: p<0.001 †䈲䊝䊂䊦⼂೎䈱䈢䉄䈮೙⚂䉕ട䈋䈢▎ᚲ䈪䈅䉎䋮－ 40 －

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社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

Ⅳ．考察

いだけでなく，設問内容の正答が現在の認知症に関す本研究は，認知症に関する知識を総合的に評価する

る知見と一致しておらず，回答者の誤解を招きやすい

尺度の作成を目的に，認知症の医学的知識に関する設と考えられる項目が含まれている．したがって，杉原

問と認知症の行動・心理症状およびその対応方法に関らの尺度を認知症に関する知識の評価指標として使用する設問をアイテムプールし，項目分析および探索的するためには設問内容の精査と修正が必要となる．ま

因子分析ならびに検証的因子分析を行い，外的基準をた，金ら 11） の作成した知識尺度は設問の構成上，認用いた構成概念妥当性について検討した．

知症の行動・心理症状および症状に対する対応方法を

1．認知症に関する知識尺度の信頼性および構問う設問が多くを占めており，早期発見の気付きやその必要性の理解へつながると考えられる認知症に関す成概念妥当性の検討
これまでの国内外における認知症に関する知識にる「症状」や「治療」，「診断方法」といった医学的知

係る一連の研究において，国外では Dieckmann ら 20），

識を問う設問は少ない．さらに，金らは認知症の行動

Gilleard ら 21），Werner25），Ayalon ら 18），Carpenter

や心理症状等の知識は，肯定的な態度の向上のみに関などにより認知症に関する知識尺度の作成が試係し，否定的態度との関連は確認されなかったことをみられており，本邦ではその数は少ないものの杉原ら報告しており，他方，認知症に関する治療の知識が認24）などいくつか散見される．し知症の人に対する肯定的態度を高め，否定的態度を低かし，先行研究で作成された認知症に関する知識尺度

減させることを示唆する報告もある．したがって，認を，早期発見・早期受診を目的に地域住民の認知症に知症の早期発見・早期受診に寄与する知識尺度の作成関する知識の評価指標として運用する際，以下に挙げにおいては認知症に関する医学的知識を含め，設問構る 3 つの問題点あるいは課題があると考えられる．

成を再考する必要があると考える．また，Arai ら 17）

19）

ら

や Arai ら

17）

，金ら

22）

第一に，原因疾患をアルツハイマー型認知症に限定の知識尺度は認知症の医学的知識を中心とした設問構している点が挙げられる．アルツハイマー型認知症に成となっているものの，実態把握を目的として使用さ，国れた尺度であり，2006（平成 18）年当時で正答率が 918），割を超える設問が複数含まれるなど本研究が対象とすなどがあり，多くの研究が行われている地域住民の認知症に関する知識を測定するためには関する知識に関連する論文は，国内では杉原ら
外 で は Dieckmann ら
Carpenter ら

19）

20）

25）

24）

，Werner ，Ayalon らる．アルツハイマー病の認知症の原因疾患に占める割

項目の難易度の補正と精査が必要となる．

合は，報告によってその数値は異なるものの，その数そして第三は，国外の尺度を使用する上での問題では最も多く，疾患全体の半数以上を占める 33,35,36）ことある．国外の認知症の知識研究は，わが国と比して先から周知の必要性の高い疾患である．さらに，塩酸ド進性が伺えるものの，認知症ケアに関する設問や認知ネペジルなど進行遅延薬の開発や認可が進み，早期受症患者の個々の生活史等を背景として出現する周辺症

ことからも注状等の設問が含まれることから，認知症をとりまく支目されている．しかし，他の先進諸国と比して高齢化

援体制の違いや文化的背景の異なる国外の尺度をわがが急速に進むわが国においては，脳血管性認知症やレ国の調査研究において適用するためには限界があるとビー小体型認知症，前頭側頭型認知症などの認知症も考えられる．

診によって治療の効果が期待できる

37,38）

看過することはできず，また，正常圧水頭症やビタミ

よって，本研究では，地域住民における認知症にン B12 欠乏症など早期治療によって根治が可能な認知関する知識を総合的に評価する指標の作成をねらいに，症に関する知識は早期受診の重要性を啓発する上で必先行研究等を参考に認知症に関する医学的知識や行要な理解へつながる．したがって，早期発見・早期受動・心理症状，対応方法に関する知識，17 項目をアイ診の観点に立てば，アルツハイマー型認知症に限らず

テムプールし，尺度の信頼性および構成概念妥当性に広範的な認知症に関する知識の評価を行う必要がある．

ついて検討した．その結果，本研究の認知症に関する第二に，国内の知識尺度における尺度の内容的妥

知識尺度は，10 個の変数からなる 1 因子モデルであり，当性および設問構成，難易度等の問題である．杉原ら

信頼性および妥当性を備えた尺度であることが示され

24）

た．

の作成した知識尺度について，杉原らの尺度を一部改変して使用した杉山ら 11） も指摘しているが，尺度認知症に関する知識尺度の因子構造について，従来の信頼性や妥当性についての検証が十分なされていなの知識尺度では，「症状」や「治療」など複数の因子－ 41 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017を想定したものが多く散見された．しかしながら，地Ⅴ．結論

域住民は認知症に関する知識を書籍や新聞，テレビな本研究では認知症に関する知識尺度の作成を試みた．

どさまざまな手段で得ているものと推察され，必ずし探索的因子分析によって認知症に関する知識の因子構

も系統的な知識構造となっているとは限らないことか造を検討し，検証的因子分析により変数間の関係性とら，1 因子構造を想定することは妥当であると考える．

データへの適合度を評価することによって構成概念妥

2．認知症に関する知識と認知症の人に対する当性を確認し，さらに認知症の人に対する肯定的態度

肯定的態度および否定的態度の関係

および否定的態度を外的基準に設定し，構造方程式モ

本研究では，認知症の人に対する肯定的態度およびデリングを用いた構成概念妥当性についても検討した．

否定的態度を外的基準に設定し，構成概念妥当性の検以上の結果より，本研究で作成した認知症に関する知討を行った．認知症の人に対する態度と認知症に関す識尺度は信頼性および妥当性を備えた尺度であり，認る知識との関連については，地域住民や民生委員を対知症の人に対する態度を予測する上で有用な尺度とな象とした先行研究 9,11,14,22）において，認知症の人に対することが示唆された．このことから，本尺度は認知症

る肯定的態度に対しては有意な正の関連が，認知症のが疑われる高齢者の早期発見・早期受診に寄与する認人に対する否定的態度に対しては有意な負の関連を示

知症の啓発活動において有用な資料となると推察されすことが報告されており，一定の方向性が確認されてる．

いる．したがって，認知症に関する知識の外的基準としかし，本研究で得られた結果は，A 県の限られたして本研究では認知症の人に対する態度を設定した．

地域を対象に実施したことから，今回用いた標本に特その結果，潜在変数を用いた認知症に関する知識有なものである可能性を否定できるものではなく，今は，認知症の人に対する肯定的態度に対しては有意な後はさらに属性や地域の異なる対象者においても同様

正の関連が，否定的態度に対しては有意な負の関連がの結果が得られるかなど，交差妥当性の検討を踏まえ確認され，肯定的態度に対する説明率は 30.4%，否定

た継続研究が必要である．また，本研究において認知的態度に対する説明率は 6.3%であり，適合度は統計症に関する知識尺度は最終的に 10 項目からなる設問

学的な許容水準を満たしていた．さらに，認知症に関構成となったが，今後の認知症研究の発展と地域住民する知識と認知症の人に対する態度の関係の強さにつに対する認知症啓発の進展に合わせ，項目の難易度やいて，杉原らの尺度を一部改変し使用した杉山らの調設問項目の修正および追加が必要となるといえる．

査 11,14）では，認知症に関する「一般の知識（4 項目）」，「症状の知識（10 項目）」，「治療の知識（4 項目）」全

謝辞

18 項目のうち，4 項目からなる「治療の知識」と認知症の人に対する態度の関連が確認され，認知症の人に対する肯定的態度へのパスは民生委員の調査で 0.218（p<0.01），地域住民の調査では 0.247（p<0.01）であり，認知症の人に対する否定的態度へのパスは民生委員の調査では非有意，地域住民の調査では -0.209（p<0.05）
であったことを報告している．一方で，本研究の知識

本研究の実施にあたり，調査にご協力いただきまし
た A 県内の 4 市町の地区（支部）社会福祉協議会および地域包括支援センターの職員の皆さま，ならびに，A 県内の 4 市町の地区（支部）社会福祉協議会および認知症キャラバンメイト，小地域ケア会議に所属する
各種委員の皆さまに深謝申し上げます．

尺度 10 項目については，認知症の人に対する肯定的態度へのパスは 0.552（p<0.001），否定的態度へのパ
スは -0.251（p<0.001）といずれも先行研究と比して高い値を示していた．この結果の相違は，項目数の違いに加え，本尺度が認知症に関する治療の知識を含み，かつそれ以外の知識についても検討を加えた設問構成となっていたためであると考えられる．しかしながら，本尺度は従来の尺度と比較し，認知症の人に対する態※本調査研究は，岡山県立大学 2015 年度地域貢献
特別研究費「地域コミュニティを対象とした認知症が疑われる高齢者を発見した場合の援助希求に関する研究」（研究代表者：竹本与志人）の一部を活用して実施したものである．

文献

度を予測するうえで有用な尺度であることが推察された．

1）二宮利治．日本における認知症高齢者人口の将来推計に関する研究

総括研究報告書．厚生労働省

科学研究費補助金行政政策研究分野厚生労働科学－ 42 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

特別研究．2014．

ける認知症の知識量と認知症に対する態度の関

2）本間昭．痴呆性高齢者の介護者における痴呆に対連．岡山県立大学保健福祉学部紀要．2014；21：

する意識・介護・受診の状況．老年精神医学雑誌．
2003；14（5）：573-591．

95-103．
15）竹本与志人，杉山京，中尾竜二他．民生委員と福

3）厚生労働省．認知症の医療と生活の質を高める緊祉委員を対象とした認知症研修受講前後の受診

急プロジェクト．2008．

促進意向の変化と関連要因，認知症の最新医療．

4）鹿野由利子，花上憲司，木村哲朗他．痴呆の早期

2013；3（1）：37-41．

受診はなぜ難しいのか：家族からみた障壁要因と

16）Annear MJ, Otani J, Li J（in press）. Japanese-

情報提供の必要性．日本痴呆ケア学会誌．2003；

language Dementia Knowledge Assessment

2（2）：158-181．

Scale: psychometric performance, and health5）品川俊一郎，中山和彦．認知症患者の早期受診・

student and professional understanding.

介入の障害となる要因に関する検討：一般市民・

Geriatrics & Gerontology International．

かかりつけ医・介護支援専門員のアンケート調査

17）Arai Y, Arai A, Zarit SH. What do we know

より．老年精神医学雑誌．2007；18：1224-1233．

about dementia?: a survey on knowledge6）みずほ情報総研株式会社．地域包括ケアシステム

about dementia in the general public of Japan.

における認知症高齢者の早期発見方法に関する調International Journal of Geriatric Psychiatry.

査研究事業．平成 23 年度厚生労働省老人保健健2008; 23（4）: 433-438．

康増進等事業報告書．2012．

18）Ayalon L, Areàn PA. Knowledge of Alzheimer’s7）竹本与志人，杉山京．認知症が疑われる高齢者のdisease in four ethnic groups of older adults.

早期受診に向けた保健医療福祉連携モデルの理International Journal of Geriatric Psychiatry.

論構築．日本早期認知症学会誌．2016；9（1）：2004; 19: 51-57．

22-31．

19）Carpenter BD, Dalsis S, Otilingam PG, et al.

8）金高誾，黒田研二．認知症の人に対する介護職

The Alzheimer’s Disease Knowledge Scale；

員の態度とその関連要因．社会問題研究．2012；

Development and psychometric properties. The

61：101-112．

Gerontologist. 2009; 49（2）: 236-247．

9）金高誾，黒田研二，下薗誠他．認知症の人に対す

20）Dieckmann L, Zarit SH, Zarit JM, et al. The

る地域住民の態度とその関連要因．社会問題研究．

Alzheimer’s disease knowledge test. The

2011；60：49-62．

Gerontologist. 1988; 28（3）: 402-407．

10）黒田研二，金高誾，鄭小華他．認知症の人に対す

21）Gilleard C, Groom F. A study of two dementia

る地域住民の受容態度とその関連要因．社会問題

quizzes. British Joutnal of Clinical Psychology.

研究．2011；60：27-34．

1994; 33: 529-534．

11）杉山京，川西美里，中尾竜二他．地域住民におけ

22）金高誾，黒田研二．認知症の人に対する態度に関る認知症の人に対する態度と認知症に関する知

連する要因

識との関連．老年精神医学雑誌．2014；25（5）：の作成．社会医学研究．2011；28（1）：43-55．

556-565．

認知症に関する態度尺度と知識尺度

23）大庭輝，数井裕光，佐藤眞一．介護職員における12）杉山京，中尾竜二，澤田陽一他．一般地域住民に認知症に関する知識の普及度とその関連要因．高

おける家族に認知症症状がみられた際の受診促進

齢者のケアと行動科学．2015；20（2）：135-150．

意向と認知症の知識量との関連，老年精神医学雑24）杉原百合子，山田裕子，武地一．一般高齢者がも誌．2012；23（12）：1453-1462．

つアルツハイマー型認知症についての知識量と関

13）杉山京，中尾竜二，澤田陽一他．地域住民を対象

連要因の検討．日本認知症ケア学会誌．2005；4（1）：とした家族に認知症症状が見られた場合の受診促
進意向と認知症に対する受容態度との関連，厚生9-16．
25）Werner P. Correlates of family caregiver’sの指標．2013；60（13）：22-29．

knowledge about Alzheimer’s disease.

14）杉山京，中尾竜二，澤田陽一他．民生委員にお－ 43 －

International Journal of Geriatric Psychiatry.

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

2001; 16: 32-38．

& Dementia the journal of the alzheimer’s26）本間昭．地域住民を対象とした老年期痴呆に関す る 意 識 調 査， 老 年 社 会 科 学．2001；23（3）：345-351．
27）小松直子．高齢者の認知症が疑われる早期の症状に気付いたときの家族の問題解決行動について．日本看護学会論文集

地域看護．2012；42：108-111．
28）高橋智．認知症の BPSD，日本老年医学会雑誌．
2011；48（3）：195-204．
29）浦上克哉，大内尉義．老年医学の基礎と臨床Ⅱ 認知症学とマネジメント -．東京：ワールドプラ
ンニング．2009．
30）服部環．テストの内部一貫性を大きくするための項目選択技法．教育心理学研究．1991；39（2）：195-203．
31）小杉考司，清水裕二．Mplus と R による構造方程式モデリング入門．京都：北大路書房．2014．
32）豊田秀樹．共分散構造分析［Amos 編］- 構造方
程式モデリング -第 4 版．東京：東京図書株式

会社．2010．
33）山本嘉一郎，小野寺孝義．Amos による共分散構
造分析と解析事例

第 2 版．京都：ナカニシヤ出版．1999．
34）朝田隆．厚生労働科学研究費補助金
総合研究事業研究

認知症対策

認知症の実態把握に向けた総合的平成 21 年度～平成 22 年度総合研究報告書．

2011．
35）Nakamura S, Shigeta M, Iwamoto M, et al.
Prevalence and predominance of Alzheimer typedementia in rural Japan. Psychogeriatrics. 2003; 3:
97-103．
36）日本イーライリリー株式会社．認知症の診断と治療に関するアンケート調査

調査報告書．2014．

37）Tanaka T, Kazui H, Morihara T, et al. Postmarketing survey of donepezil hydrochloridein Japanese patients with Alzheimer’s disease
with behavioral and psychological symptoms ofdementia（BPSD）. Psychogeriatrics. 2008; 8（3）:114-123．
38）Zhu CW, Livote EE, Scarmeas N, et al. Long-term
associations between cholinesterase inhibitorsand memantine use and health outcomes among
patients with Alzheimer's disease. Alzheimer’s－ 44 －

association. 2013; 9（6）：733-740．

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

原著

パーキンソン病患者を対象とした家族機能と抑うつ症状の関係
Relationship between family function and depressive symptoms inpatients with Parkinson's disease
倉本亜優未 1）、仲井達哉 1、2）、杉山京 1、3）、竹本与志人 4）
Ayumi Kuramoto1), Tatsuya Nakai1,2), Kei Sugiyama1,3), Yoshihito Takemoto4)
1）岡山県立大学大学院 保健福祉学研究科
2）川崎医療福祉大学

医療福祉学部

3）日本学術振興会特別研究員
4）岡山県立大学

DC1

保健福祉学部1）Graduate School of Health and Welfare Science, Okayama Prefectural University
2）Faculty of Health and Welfare, Kawasaki University of Medical Welfare3）Research Fellow of Japan Society for the Promotion of Science DC14）Faculty of Health and Welfare Science, Okayama Prefectural University
抄録【目的】パーキンソン病（以下、PD）患者の様々な家族機能と抑うつ症状の関係構造を明らかにすることである。
【方法】医療機関へ通院ならびに PD 対応型専門通所介護事業所を利用する PD 患者 381 名を対象に、無記名自記式の質問紙調査を実施した。調査内容は、PD 患者の属性、家族機能、抑うつ症状に関する項目等で構成した。
統計解析には各項目に欠損のない 127 名の資料を用い、家族機能が抑うつ症状を規定するといった因果関係モデルを構築し、構造方程式モデリングを用いて両要因の関係性について検証を行った。
【結果】気分・不安障害の可能性が高いと判断される PD 患者は、分析対象者の約 7 割を占めていた。また、PD患者の抑うつ症状には家族の凝集性および ADL が有意に関連していることが明らかとなった。
【考察】PD 患者の抑うつ症状の評価に際しては、家族成員間の感情的なつながりや親密性といった家族の凝集性および PD 患者の ADL 状態に着目する必要性が示唆された。
AbstractPurpose: The purpose of this study was to elucidate the relationship between family function and depressive
symptoms in patients with Parkinson's disease (PD).
Methods: We administered anonymous self-administered questionnaires to 381 patients with PD who werereceiving treatment in a medical institution and using a day care center specializing in PD. The investigation
items comprised such items as attributes of PD patients, family function, and depressive symptoms. We
statistically analyzed the data of 127 patients who had no missing data for each item, constructed a causal
model in which family function defines depressive symptoms, and examined the relationship between thetwo factors by using structural equation modeling.
Res ults: PD patients who were considered most likely to have mood or anxiety disorder comprised
approximately 70% of the subjects. Moreover, the results revealed that depressive symptoms have significant
relationships with family cohesion and activities of daily living (ADL).
Discussion: The results of this study suggest that when assessing depressive symptoms of PD patients, we need
to focus on family cohesion, including the emotional bonding, intimacy between family members, and ADL
status.
キーワード：パーキンソン病、抑うつ症状、家族機能
Keywords : Parkinson's disease, depressive symptoms, family function－ 45 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

Ⅰ．緒言に家族の存在があり、家族は全体がひとつの有機的なパーキンソン病（以下、PD）は、振戦、固縮（強剛）、

システムと捉えられている。また Steinglass ら 24）は、無動症、姿勢反射障害を主症状とし、病理学的には身体疾患における家族に関して、「疾病に対処する個

黒質線条体ドパミン作動性神経細胞の変性ならびにレ

人の資源」「疾病の進行に積極的に加担する可能性の1）

ビー小体の出現を特徴とする進行性変性疾患である 。

あるもの」「慢性疾患の経過に対して影響を及ぼすもその患者数は、2012（平成 24）年には 16 万 3 千人にの」「疾病の影響を受けるもの」という 4 つの視点か

達し 、有病率は人口 10 万人に対し約 150 人であるら捉えられると述べている。さらに「疾病の進行に積ことから、神経変性疾患においてはアルツハイマー病

極的に加担する可能性のあるもの」という視点から家に次ぐ高い発生頻度となっている 1）。中高年齢におい族機能を評価した先行研究を概観すると、患者の精神て好発 1）であることを鑑みるならば、超高齢社会を迎的健康との関連が多くの研究で指摘され 25-30）、負の家

えたわが国において今後さらなる患者数の増加が考え

族機能に視点を置いた援助の必要性が示唆されていられる。

る。よって、PD 患者において家族機能と精神的健康

2）

PD は運動症状以外にも嗅覚障害、睡眠障害、認知機能障害、精神症状、抑うつ症状、異常感覚、自律神の関係を明らかにすることの意義は大きいといえるが、PD 患者を対象とした研究は皆無である。
そこで本研究では、PD 患者に対する心理社会的1）

経症状等の非運動症状が出現する疾患である 。なか3）

介入に有用な指標を得ることをねらいに、PD 患者のを低下させるのみならず、運動機能

精神的健康のなかでも特に抑うつ症状に焦点を当て、

6,7）

様々な家族機能との関係構造を明らかにすることを目でも抑うつ症状は、健康関連 QOL （Quality of Life）
やストレス耐性障害

5）4）や幻覚および認知機能障害を発現させる危険因子となる可能性が指摘されている。また山村ら

8）

的とした。

によると、PD 患者は肯定的に疾病を受け入れられる時期に達しても、疾病に対する否定的感情を持ち続け、Ⅱ．研究方法

複雑な心理状況にあると報告され、PD 患者が日常的

1．調査対象および調査方法に抑うつ症状を呈している可能性が推測される。その調査対象者は、A 県内外における 4 医療機関の外ため、抑うつ症状が PD 患者の QOL に与える影響は来へ通院する PD 患者および PD 対応型専門通所介護

看過し得ず、抑うつ症状への対応が重要である。

事業所を利用する PD 患者 381 人とした。倫理的配慮

PD 患者における抑うつ症状に関する先行研究は、
抑うつ症状の発現頻度
索14-18）

、治療方法

19）

9-13）

、性別などの関連要因の探および抗 PD 薬の効果20）として、調査票には調査目的と概要を記載した説明書を添付した。さらに、調査票は無記名自記式（ただし、につい記名に関しては自由意思）とし、記入済の調査票は回て検討を行ったものなど、医学的観点から報告された

答者のプライバシー保護の観点から回答者自身が自らものが多く散見される。その一方で、自尊感情と対処

返信用封筒に厳封し、返送する方法を採った。

戦略が抑うつ症状を発現させる予測因子であった 21）

本調査研究は 2016（平成 28）年 3 月 2 日に川崎医との報告や、ストレス対処能力の向上および社会的支

療福祉大学倫理委員会の審査・承認を得た後（受付番

援が抑うつ症状の改善や予防に寄与した

14,22）との報

告など、心理社会的要因に着目した研究も散見される。
また竹内ら

23）

は、Hoehn and Yahr 重症度や社会資

号：15-093）、2016（平成 28）年 4 月から同年 7 月に実施し、回答は PD 患者 170 人（回収率 44.6％）から得られた。

源サービス利用度が主観的 QOL と強い相関があった

2．調査内容ことを示しており、PD 患者に対する援助には、医学

調査内容は、性別、年齢、世帯構成、罹病期間、就的介入のみならず患者の生活全体を見通した幅広い視労の有無、Katz Index of Activities of Daily Living31）

点からの介入が求められているといえる。具体的には、（以下、Katz Index）、家族機能、抑うつ症状に関する

身体面のみならず精神面の安定にも着目した援助をす項目などで構成した。

8）

ることであり 、PD 患者とその環境が相互に影響しKatz Index は、Katz ら 31） に よ り 作 成 さ れ た

合う接点に対する心理社会的介入といった多様な側面

Activities of Daily Living（以下、ADL）評価尺度でからの援助を行うことにより、PD 患者の生活全体のある。入浴、更衣、トイレへ行く、移乗、排泄、食事

質を高めることが可能になると考えられる。

に関する全 6 項目で構成される質問項目に対し、回答

PD 患者の生活全体の良否を左右する要因のひとつ

は「要介護：0 点」「自立：1 点」で評価し、得点が高－ 46 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

くなるほど自立していると判断される 32）。

する。cutoff point は 24 点満点において 5 点以上が推

家族機能は、PD 患者自身の認知的評価について回答を求めた。Walsh

33）

は、家族成員の評価が第三者に奨されており、得点が 5 点以上の場合、気分・不安障
害などの抑うつ症状を呈する可能性が高いと判断されよる評価と異なっていたとしても、いずれも家族機能

る 40）。本尺度を構成する項目の内容には、疲れや睡眠、の妥当な捉え方であり、自己評価によって得られた性機能などの身体症状から抑うつ症状を測定する項目

情報の価値を軽んじてはならないことを指摘してい（仮面うつ病を評価する項目）が含まれておらず、PDる。また、貞木ら

34）

は Beck ら

35）の認知理論を援用

患者にみられる身体症状を抑うつ症状と捉えることがし、現実を誤って認知・解釈することが心理的問題にないため、本調査対象者でも使用できると判断した。

つながり得るとして、当事者自身の評価を重要視して

3．解析方法いる。これらの見解をふまえ、PD 患者の抑うつ症状

統計解析には回収された PD 患者 170 人分の調査票との関連においては客観的な家族機能を評価するのでのうち、家族と同居しており、性別、年齢、罹病期間、はなく、PD 患者自身が捉える家族機能、つまり認知就労の有無、Katz Index、家族機能および抑うつ症状的評価に着目することが重要であると考えた。そのたに関する項目に欠損値のない 127 人の資料（調査対象

め本研究では、家族機能を認知的評価で測定すること者の 31.5％；回答者の 74.7％）を用いた。

を意図として開発された尺度36）を用いることとした。

分析において、まず各尺度の構成概念妥当性についこの尺度は、「家族の凝集性：4 項目」「家族の適応力：て検証した。家族機能については前述の逐次モデルを4 項目」「家族のコミュニケーション：4 項目」の計 12採用し、カテゴリカルデータに最適な推定法である重項目で構成されている。Olson ら

37）

は、多分野の先行みづけ最小二乗法の拡張法（以下、WLSMV）をパラ研究で提示されてきた家族に関する諸概念の整理を試メータの推定法に、構造方程式モデリングを用いてモみ、「家族のコミュニケーション」を「家族の凝集性」

デルの適合度と変数間の関係性を検討した。また K6

ならびに「家族の適応力」の促進次元とし、「家族のについては、1 因子モデルを設定し、確認的因子分析

凝集性」ならびに「家族の適応力」が中庸であることを行った。

をもって家族の機能性が高いとする円環モデルを提唱

次いで、家族機能と抑うつ症状の関係を検討するたしている。本研究ではこの理論に従い、「家族のコミュめ、家族機能を独立変数、抑うつ症状を従属変数としニケーション」が「家族の凝集性」ならびに「家族のた因果関係モデルを構築した。さらに、抑うつ症状の適応力」を規定し、「家族の凝集性」ならびに「家族背景因子として、PD 患者の性別（女性：0 点、男性：の適応力」は無相関とする逐次モデルを採用した。竹1 点）、年齢、罹病期間（月数）、就労の有無（なし：0

本ら

36）

の尺度を用いた逐次モデルの構成概念妥当性
36）

点、あり：1 点）、Katz Index（「全 6 項目要介護：0 点」

において～「全 6 項目自立：6 点」32））を投入し、WLSMV を支持されている。PD 患者と血液透析患者では疾患が推定法に構造方程式モデリングにてモデルの適合度と異なるものの、本尺度は慢性疾患患者を対象とした家

各変数間の関係性を検討した。

は、血液透析患者を対象とした調査研究

族機能の測定を意図して開発されたことから、本調査

モ デ ル の 適 合 度 の 評 価 に は、 χ 2 値（ 以 下、対象者に用いても差し支えないものと考えた。回答は、

χ 2）、 自 由 度（degrees of freedom： 以 下、df）、「よくあてはまる：1 点」「だいたいあてはまる：2 点」「あComparative Fit Index（ 以 下、CFI）、Root Mean

まりあてはまらない：3 点」「ほとんどあてはまらない：

Square Error of Approximation（以下、RMSEA）を4 点」の 4 件法で求め、「家族の凝集性」と「家族の適用いた。χ 2/df は値が小さいほどモデルのデータに対応力」は逆転項目であるため、点数化を逆にし、家族する適合度が高いことを示し、CFI および RMSEA は機能が良くないと認識しているほど点数が高くなるよ

一般に CFI ≧ 0.95 であればそのモデルがデータをように設定した。

く説明していると判断され 41）、RMSEA ≧ 0.10 であれ

抑うつ症状の測定には、Kessler ら 38）によって開発、

ばそのモデルを採択すべきではないとされる 42）。また、

Furukawa ら 39）により翻訳された K6 の日本語版を用

パス係数の有意性は、非標準化係数を標準誤差で除しいた。K6 は 6 項目で構成されるうつ病・不安障害のた値で判断し、その絶対値が 1.96（5％有意水準）以評価法・スクリーニング調査票である。回答は各項目上を示したものを統計学的に有意とした。構造方程式

に対し、「全くない：0 点」「少しだけ：1 点」「ときどモデリングで検証された因子構造を構成する観測変数

き：2 点」「たいてい：3 点」「いつも：4 点」で評価を測定尺度とみなした際の信頼性は、Cronbach のα－ 47 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

信頼性係数（以下、α信頼性係数）で検討した。

Katz Index は表 2 のとおりであり、6 項目全てにお以上の解析には、統計ソフト「IBM SPSS 22J for
Windows」ならびに「Mplus version7.2」を用いた。

いて自立している PD 患者は 91 人と全体の 71.7％を占め、平均 4.8 点（標準偏差：2.0、範囲：0-6）であった。

2．家族機能の構成概念妥当性と信頼性の検討
Ⅲ．研究結果家族機能に関する回答分布は，表 3 に示すとおりで

1．分析対象者の属性分布あった。前述した逐次モデルを設定し、モデルの適合分析対象者 127 名の属性に関する分布は、表 1 に度と変数間の関係性について検討を行った。その結果、示すとおりであった。PD 患者の性別は、男性 57 人

2
χ （df）＝ 127.290（52）、CFI ＝ 0.968、RMSEA ＝ 0.107（44.9 ％）、 女 性 70 人（55.1 ％） で あ り、 平 均 年 齢 はと、RMSEA において統計学的な許容水準を満たして

72.2 歳（標準偏差：7.9、範囲：51-88）であった。世いなかった。そのため、Mplus が算出する修正指標を

帯構成は、配偶者との二人暮らしが 79 人（62.2％）と

参考に「yF5：私の家族は皆、緊急事態にどうすれば最も多く、次いで患者と配偶者と未婚の子の世帯が 19

いいかを知っている」と「yF6：私のうちでは皆、そ人（15.0％）、三世代以上の世帯が 15 人（11.8％）であっ

れぞれ義務と責任を負っている」の誤差間に共分散をた。罹病期間は平均 94.1 ヶ月（標準偏差：64.4、範囲：認めて再度検討したところ、χ 2（df）＝ 105.420（51）、

1-302）であり、就労の有無は、なし 110 人（86.6％）、

CFI ＝ 0.977、RMSEA ＝ 0.092 と、 統 計 学 的 な 許 容あり 17 人（13.4％）であった。

水準を満たしていた。モデルの識別のために制約を加えたパスを除き 42）、パス係数はすべて正の値を示し、

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統計学上有意であった。またα信頼性係数は、「家族↵ᕈ㪌㪎㩿 㪋㪋㪅㪐 㪀の凝集性」が 0.863、「家族の適応力」が 0.765、「家族ᅚᕈ㪎㪇㩿 㪌㪌㪅㪈 㪀

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ዞഭ䈱᦭ή
⟕∛ᦼ㑆䋨᦬ᢙ䋩のコミュニケーション」が 0.819 であった。各因子のᐔဋ㩷㪎㪉㪅㪉ᱦ䋨ᮡḰ஍Ꮕ䋺㪎㪅㪐䋬▸࿐䋺㪌㪈㪄㪏㪏䋩

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平均得点を算出した結果、「家族の凝集性」が 7.5 点（標ᖚ⠪䈫㈩஧⠪䈱ੑੱ਎Ꮺ㪎㪐㩿 㪍㪉㪅㪉 㪀ᖚ⠪䈫㈩஧⠪䈫ᧂᇕ䈱ሶ䈱਎Ꮺ㪈㪐㩿 㪈㪌㪅㪇 㪀

準偏差：2.7、範囲：4-16）、「家族の適応力」が 8.7 点（標ᖚ⠪䈫ᧂᇕ䈱ሶ䈱਎Ꮺ

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準偏差：2.4、範囲：4-15）、「家族のコミュニケーション」

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㪊㪅㪈

が 8.8 点（標準偏差：2.7、範囲：4-16）であった。

3．K6 の構成概念妥当性と信頼性の検討

㪀K6 に関する回答分析は、表 4 に示すとおりであった。
K6 について 1 因子モデルを設定し、確認的因子分析

ᐔဋ㩷㪐㪋㪅㪈䊱᦬䋨ᮡḰ஍Ꮕ䋺㪍㪋㪅㪋䋬▸࿐䋺㪈㪄㪊㪇㪉䋩を行った結果、χ 2（df）＝ 30.900（9）、CFI ＝ 0.987、⴫㪉䇭ಽᨆኻ⽎⠪䈱ᣣᏱ↢ᵴേ૞䈱⁁ᴫ㩷䋨㫅䋽㪈㪉㪎䋩㗄⋡౉ᶎᦝ⴩䊃䉟䊧䈻ⴕ䈒
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RMSEA ＝ 0.138 であり、統計学的な許容水準を満た

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標を参考に「yK5：何をするのも骨折りだと感じまし⥄┙㪐㪏㩿 㪎㪎㪅㪉 㪀ⷐ੺⼔㪉㪐㩿 㪉㪉㪅㪏 㪀

たか」と「yK6：自分は価値のない人間だと感じまししていなかった。そのため、Mplus が算出する修正指たか」の誤差間に共分散を認めて再度検討したところ、

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χ 2（df）＝ 14.719（8）、CFI ＝ 0.996、RMSEA ＝ 0.081⥄┙

㪐㪐㩿 㪎㪏㪅㪇 㪀ⷐ੺⼔㪉㪏㩿 㪉㪉㪅㪇 㪀と統計学的な許容水準を満たした。モデルの識別のた

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めに制約を加えたパスを除き 42）、パス係数はすべて正

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㩿 㪈㪐㪅㪎 㪀⥄┙㪈㪈㪋㩿 㪏㪐㪅㪏 㪀の値を示し、統計学上有意であった。また、α信頼性㪈㪊㩿 㪈㪇㪅㪉 㪀

係数は 0.902 であり、平均得点を算出した結果、7.5 点（標㪍㗄⋡䈜䈼䈩䈏⥄┙㪐㪈㩿 㪎㪈㪅㪎 㪀㪌㗄⋡䈏⥄┙䋬㪈㗄⋡䈏ⷐ੺⼔

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準偏差：5.0、範囲：0-23）であった。気分・不安障害㪋㗄⋡䈏⥄┙䋬㪉㗄⋡䈏ⷐ੺⼔

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の可能性が高いと判断される 5 点以上の PD 患者は 86人（67.7％）を占めていた。

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4．家族機能と抑うつ症状の関係㪍㗄⋡䈜䈼䈩䈏ⷐ੺⼔

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家族機能が K6 を規定するとした因果関係モデルのᐔဋ㩷㪋㪅㪏ὐ䋨ᮡḰ஍Ꮕ䋺㪉㪅㪇䋬▸࿐䋺㪇㪄㪍䋩㶎ੱᢙ䈱ഀว䋨䋦䋩䈮㑐䈚䈩䈲䋬ዊᢙὐ╙ੑ૏䉕྾ᝥ੖౉䈚▚಴䈚䈢䈢䉄㪈㪇㪇䋦䈫䈭䉌䈭䈇႐ว䈏䈅䉎䋮

データに対する適合度は、χ 2（df）＝ 254.612（214）、－ 48 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017⴫㪊䇭ಽᨆኻ⽎⠪䈱ኅᣖᯏ⢻䈮㑐䈜䉎࿁╵ಽᏓ㩷䋨㫅䋽㪈㪉㪎䋩
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CFI ＝ 0.987、RMSEA ＝ 0.039 であり、統計学的な許＝ 0.259、p ＜ 0.01）。さらに「K6」に対して有意な関容水準を満たしていた（図 1）。パスの推定値および連が確認された背景変数は、Katz Index のみであった

その有意性検定の結果、「家族のコミュニケーション」（β＝ -0.318、p ＜ 0.01）。

は「家族の凝集性」（β＝ 0.802、p ＜ 0.001）ならびに「家各潜在変数（内生変数）に対する説明率は「家族の族の適応力」（β＝ 0.453、p ＜ 0.001）に対して有意な凝集性」が 64.3％、「家族の適応力」が 20.5%、「K6」関連が確認された。また家族機能のうち、「家族の凝が 25.4％であった。

集性」が「K6」に対して有意な関連を示していた（β－ 49 －

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Depression Scale 簡易版 46）を用いた大塚ら 11）は、PD

1．本研究における PD 患者の抑うつ症状と先行研究との比較患者の 56％にうつ傾向または抑うつ状態が確認されたことを指摘している。これらの先行研究における尺度

本研究は抑うつ症状の測定尺度として K6 を用い、には、身体症状に対する訴えを基に抑うつ症状の程度

1 因子モデルを設定して確認的因子分析を行った。そを評価する項目が含まれており、いずれの研究においの結果、統計学的な許容水準を満たし、構成概念妥ても抑うつ症状の発現頻度が高値であったのは、当初当性が支持された。また、尺度の信頼性を示すα信の見解として PD 症状に反応したものであると推測し

頼性係数は 0.9 を超えており、統計学的な許容水準をていた。そのため当初は、本研究において抑うつ症状

満たしていると判断された。以上の結果より、K6 はを測る尺度として用いた K6 には、身体症状に対するPD 患者の抑うつ症状を測定する尺度としての妥当性

訴えを評価する項目が質問紙に含まれていないことか

ならびに信頼性を備えたものであると考えられる。まら、先行研究と比して抑うつ症状の発現頻度が低値にた K6 の得点が 5 点以上の場合、気分・不安障害などなると予想した。しかしながら本研究における抑うつの抑うつ症状を呈する可能性が高いと判断されるが40）、症状を呈する可能性がある PD 患者が 67.7％であった

本研究においては分析対象者の 67.7％を占めていた。

という結果は、井手下ら 10） の報告する 76.9％より低PD 患者の呈する抑うつ症状の発現頻度を検証した値ではあるものの、Shulman12）、Yamanishi ら 13）およ研究については、抑うつ症状の発現やその捉え方にび大塚ら 11）の検証結果、ならびに前述の Cummings9）

おいて報告ごとに大きく差が生じている 9-13）。1922 年

による総説により結論づけられた約 40％という割合とから 1990 年の間に発表された 26 編の論文をまとめた

比して高値であり、本研究における抑うつ症状の発現

Cummings によると、PD 患者における抑うつ症状の頻度は必ずしも低値ではないことが明らかとなった。

発現は 4 ～ 70％であり、抑うつ症状の発現頻度は様々

Leentjens ら 47） は、PD 患者の呈する抑うつ症状のであったことを報告している。具体的には、井手下診断における BDI の信頼性を ROC 解析し、診断用

9）

ら

10）

による Self-rating Depression Scale

43）

を用いた

検証では、抑うつ症状の発現を 76.9％と報告している。
またその他の報告では、Shulman
13）

12）

や Yamanishi ら

44）が Beck Depression Inventory （ 以 下、BDI） やの cutoff point として 16/17 と報告しているが、その一方で BDI をはじめとした自己評価尺度における過剰評価の危険性を示唆している。これを受け、加地ら48）

は 46 人の PD 患者を対象とし、BDI および DSM-を用いて検証した結果、抑うつⅣ 49） の診断基準を用いて検証を試み、抑うつ症状が症状がおのおの 44％、56％にみられたとし、Geriatric

みられた 20 人の内 11 人の BDI 得点が 16 点以上であ45）

BDI-Second Edition－ 50 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

り、抑うつ症状が認められた患者は全て含まれていた状況への適応に際し、家族成員から情緒的な支えを得ものの、11 人中 6 人は抑うつ症状が認められない患者

ることにつながることも推察される。また、在宅 PD

を含んでいたことを明らかにしている。本研究で用い患者は心理的・社会的支援を必要としており、その支た K6 は、Leentjens ら47）

および加地ら

48）

が使用した援を得ることによって精神的に落ち着き、疾病と折り尺度と異なるものの、同様に自己評価尺度であり、本合いをつけながら生活を送ることに立ち向かうことが研究においても抑うつ症状を過剰に評価している可能可能になる 53） という報告もあり、家族成員から情緒性が否定できず、今後更なる検討を加える必要がある。

的な支えを得ることは重要であるといえる。しかしな

また三村 50）は、PD 患者の呈する抑うつ症状の評価をがら、家族成員間の感情的なつながりや親密性を意味

行う際には、on 期に行うことが望ましく、患者自身する「家族の凝集性」が低下することは、PD 患者をによる報告、介護者による報告および臨床的観察を合

情緒的に支える体制の形成を困難にし、PD 患者の孤わせて実施し、判断すべきであることを指摘している。

立を招くことから、先述の複雑な心理状況への適応を

しかし本研究では、質問紙において on 期か off 期かとPD 患者が一人で抱えることになると考えられる。以いう設問を設けておらず、さらに回答は K6 を用いた

上より、「家族の凝集性」は PD 患者の心理面に多大

PD 患者の自己評価に依拠しており、今後は三村50）の指摘をふまえた再検証も課題である。

な影響を及ぼす要因であることが推測され、「K6」と有意な関連が認められたものと推察される。また、今

2．PD 患者の家族機能認知と抑うつ症状の関連性回明確にされた関連構造に関して、同一人の追跡した調査により因果構造を検証することが今後の研究課題

家族機能と抑うつ症状の関係については、家族機能である。

のうち「家族の凝集性」のみが有意な関連を示した。
「家

本研究で有意な関連が確認されなかった「家族の適族の凝集性」は、家族成員がお互いに持っている感情

応力」は、状況的・発達的ストレス（危機的状況）に的なつながり37）、すなわち家族成員間の親密性を意味

対して家族システムの権力構造や役割関係、規則などしている。PD 患者は、自身の身体像に関して、「試行を変化させる能力 37）である。竹本ら 28）による血液透錯誤を重ね探求し創造する身体」および「他者とつな

析患者を対象とした研究においては、本研究と同様のがりをもちながら生活している身体」という核となる結果を報告していたが、その原因としてそもそも「家身体像が影響を及ぼし、「自分ではどうしようもない

族の適応力」を要する危機的状況にある対象者が少身体」および「対処方法が確立した身体」「良くなるなかったことが影響していた可能性を指摘している。

かもと期待をもたせる身体」および「その時々で寿命PD 患者に関しては確定診断を受けた時期において、や死を知覚する身体」というように、揺れ動く身体像

治療に難渋するという説明により診断名にショックをを抱いていたことが報告されている

51）。また、身体の受け、また、疾病に関する知識を得ることへの恐怖心

変化に気持ちがついていかず、揺れ動き、気力・体力や疾病を隠したい気持ち、どうしたらいいのかというの弱さ、立場の弱さおよび家族への負担を感じるなど

困惑を感じることから疾病への対応に難渋することが社会的存在や心理的あり様の縮小を自身で認知してい報告されている 8）。よって、PD 患者は確定診断を受た 52）。さらに、在宅生活が送られる程度に安定した状

けた時期において危機的状況に陥りやすいと考えられ態を維持し、肯定的に疾病を受け入れられる時期に達る。本分析対象者の罹病期間を 5 ヶ月毎にみると、確していても、症状の進行を自覚し意識に従わない身体定診断を受けて間もない時期にあると考えられる 0 ～に困惑し、治療法がないことに対する憤りを感じ、発5 ヶ月の PD 患者は 5 名であり、全体の 3.9％と患者数症を悔やむ気持ちを持つなど疾病に対する否定的感情が少なかった。そのため本研究では「家族の適応力」

8）を持ち続けていたことも報告されている 。これらのと抑うつ症状に有意な関連が確認されなかったものと知見から、PD 患者は疾病の進行に伴い他者に頼らざ考える。しかしこれらは推測の域を出ないため、今後るを得ない身体を自覚し 51）、疾病に対する否定的感情

は確定診断を受け間もない時期にある PD 患者も含めを常に持ち、一概に段階的な受容プロセスに当てはめた調査研究を実施し、「家族の適応力」と抑うつ症状ることのできない複雑な心理状況にある

8）

ことが推測

の関連を検討する必要がある。

される。その一方で、PD 患者は家族からの協力も認
8）

さらに本研究では、「家族の凝集性」と「K6」の間識しており 、PD 患者が家族成員間の親密性を感じに有意な関連が確認されたものの、そのパスの推定値

ることは、疾病に対する否定的感情を含む複雑な心理は 0.3 未満であった。今後は、他の地域での追試調査－ 51 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

により再検証が求められる。

精神症状は脳内メカニズム説であると考えられる。山3．PD 患者の抑うつ症状と背景変数との関連

村ら 8）による先行研究においても、PD 患者は在宅生「抑うつ症状」と有意な関連が認められた背景変数

活を送ることが可能な程度に安定した状態を維持し、は、Katz Index のみであった。Liu ら

16）

は、ADL 障

肯定的に疾病を受け入れられる時期に達していても疾害の重症度と抑うつ症状の間に有意な相関が確認され病に対する否定的感情を持ち続け、一概に段階的な受たことを報告し、Jankovic ら

15）

は歩行障害および姿容プロセスに当てはめることのできない複雑な心理状

勢反射障害を有する PD 患者において、抑うつ症状が況にあることが報告されている。これらの知見をふま

高頻度にみられたと報告している。歩行障害およびえると、PD 患者において抑うつ症状の発現は時間経

姿勢反射障害は ADL に関するものであると考えられ、過の中で変化し得るものであると考えられ、先行研究

本結果は先行研究を支持する結果であった。また大野

17,18）

54）は、中馬

55）

による調査結果を援用し、PD 患者と同様に罹病期間と抑うつ症状に有意な関連がなかったものと考える。

における ADL 障害の負担の深刻さを示唆したうえで、就労の有無に関して、秋山ら 58） は若年性 PD 患者

PD の症状の比較的軽症な時期から日内変動が ADLの QOL と就労の有無に有意な相関関係が認められた17）ことを示しており、慢性疾患のひとつである血液透析

は、日内変動と抑うつ症状の関連について、on 期に患者を対象とした岡ら 59） の研究では、有職で年収の比し off 期の重症度が抑うつ症状と関連が強かったこ

ある患者ほど精神状態が良好であったことを報告してとを指摘している。しかし本研究においては、PD 患いる。以上をふまえるならば、本研究においても就労者の日内変動に関する検討は行っておらず、今後日内の有無と PD 患者における抑うつ症状に関連が認めら

変動を考慮し再検証することで、より詳細な結果を得れると考えたが、有意な関連は確認されなかった。こる必要がある。

の背景には、岡ら 59） が指摘した社会との関係性を保に関係していたことを報告している。さらに村山ら

性別、年齢、罹病期間および就労の有無においては、

つことは就労の有無に限定されたものではないこと、抑うつ症状と有意な関連が認められなかった。性別にまた本研究対象者の平均年齢は 72.2 歳と就労するには関して、一般人口におけるうつ病の罹患は女性におい高齢であることが関係していると推察される。さらにて高頻度であることが知られており 56）、PD 患者にお秋山ら 58）は、研究対象者に対し原則として 40 歳代まいても同様に女性が多いとの報告 17,18）や、性差はないでに発症し、かつ調査時点において 50 歳以下である

との報告

14）

があり、知見は一貫していない。本研究ことを条件付けしていたが、本研究ではそのような条の結果は、後者を支持していた。また年齢との関連に件は付しておらず、対象年齢の差異が結果に関係して

18）

ついて Warburton

は、発症年齢のなかでも若年でいた可能性も考えられる。よって、今後は若年の PDあることが抑うつ症状の発現における危険因子であっ患者も対象として加え、就労の有無以外の変数も考慮たことを示唆する一方で、発症年齢のみならず調査時し再検証することで、PD 患者における社会との関係

点の年齢においても抑うつ症状と関連がなかったと報性と抑うつ症状の関連を確認する必要がある。

18）

告している。本研究は、Warburtonが報告する調査

本研究に際して抑うつ症状との関連要因に関する先時点の年齢と関係がないという知見を支持する結果で行研究を概観したところ、国内かつ調査年数が近年のあった。

ものは少なく、知見は限定的であったため、引用は国PD における抑うつ症状に関して山本

57）

は、Hoehn

外かつ往年の調査研究に頼らざるを得なかった。しかand Yahr 重症度におけるⅠ度の軽症期では PD といしながら、国外の文献を用いて抑うつ症状に関係する

う診断に対する反応性の抑うつ症状を呈し、Ⅳ度の重心理社会的要因を考察するには、その背景である文化症期では PD 自体の脳病変に起因した一次的な精神症

的差異を考慮する必要があり、調査時期によって結果状として抑うつ症状を呈すると考えられ、発現頻度はが左右される可能性も否めない。そのため、この点は疾病の進行と一致しなかったことを指摘している。ま

本研究の限界であり、今後さらなる研究の実施によりた、PD において抑うつ症状が発現する要因には、大知見の累積が望まれる。

きく心因・反応説と脳内メカニズム説が提唱されており 50）、山本 57） が示す軽症期における反応性の抑うつ

Ⅴ．結論

症状は心因・反応説であり、重症期における一次的な－ 52 －

本研究では、PD 患者に対する心理社会的介入に有社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

用な指標を得ることをねらいに、様々な家族機能との: 103 (3) ; 349-354.

関係構造を明らかにすることを目的とした。その結果、

6）Braak H, Ghebremedhin E, Rüb U, et al. Stages

PD 患者における抑うつ症状には、「家族の凝集性」おin the development of Parkinson’s disease-related

よび「Katz Index」の 2 要因が有意に関連しているこ

pathology. Cell Tissue Res 2004 : 318 (1) ; 121-134.

とが明らかとなった。よって、援助者は PD 患者にお7）Jellinger KA. Morphological substrates of mental

ける抑うつ症状の評価に際し、家族成員間の感情的なdysfunction in Lewy body disease: an up date. J

つながりや親密性という「家族の凝集性」および PD

Neural Transm 2000 : 59 ; 185-212.

患者の「ADL 状態」に着目することが有用であるこ

8）山村江美子、藤生君江、田澄美子、在宅生活を送とが示唆された。また、本研究では PD 患者におけるるパーキンソン病患者と家族の病気の捉え方．家

抑うつ症状と家族の適応力との関連は確認されなかっ族看護研究．2007；13（1）：11-18．

たものの、これは危機的状況にある分析対象者が含ま

9）Cummings JL. Depression and Parkinson's

れていなかったことによる可能性が考えられた。その

disease: a review. Am J Psychiatry 1992 : 149 (4)ため、今後は多様な PD 患者を幅広く対象とできるよ; 443-454.

う調査対象者数を増やし、再検証を試みる必要がある。

10）井出下久登、好永順二、佐々木高伸他、パーキン

加えて、性別、年齢および就労の有無に関して、本研

ソン病における抑うつ．心身医学．1989；29（6）：究では抑うつ症状と関連がみられなかったが関連があ539-543．

るとの先行研究もあることから、今後、さらなる研究

11）大塚美恵子、植木彰、パーキンソン病の精神症状．

の蓄積が課題である。

運動障害（日本運動障害研究会）．2001；11（1）
：
1-6．

謝辞

12）Shulman LM, Taback RL, Rabinstein AA, et

本調査研究の実施にあたり、調査にご協力いただ

al. Non-recognition of depression and other

きました A 県内外の 4 医療機関の外来へ通院する PD

non-motor symptoms in Parkinson's disease.

患者および PD 対応型専門通所介護事業所を利用する

Parkinsonism & Related Disorders 2002 : 8 ;PD 患者の皆様ならびにご家族の皆様、医療機関およ193-197.

び PD 対応型専門通所介護事業所の職員の皆様に深謝

13）Yamanishi T, Tachibana H, Oguru M, et al.
Anxiety and Depression in Patients with

申し上げます。

Parkinson’s Disease. Intern Med 2013 : 52 ;539-545.

【引用・参考文献】
1）水野美邦、近藤智善、よくわかるパーキンソン病

14）Fleminger S. Left-sided Parkinson's disease isassociated with greater anxiety and depression.

のすべて．大阪：永井出版、2011：3-4．
2） 厚 生 労 働 省． 患 者 調 査 の 概 況（ 平 成 26 年 版 ）．
［online］［平成 28 年 4 月 15 日検索］、インターPsychol Med 1991 : 21 (3) ; 629-638.
15）Jankovic J, McDermott M, Carter J, et al.
Variable expression of Parkinson’s disease : a

ネ ッ ト ＜ URL：http://www.mhlw.go.jp/toukei/

base –line analysis of the DATATOP cohort.

saikin/hw/kanja/10syoubyo/ ＞
3）The Global Parkinson’s Disease Survey Steering
Committee. Factors impacting on quality

Neurology 1990 : 40 ; 1529-1534.
16）Liu CY, Wang SJ, Fuh Jl, et al. The correlation ofdepression with functional activity in Parkinson’sof life in Parkinson’s disease: result from aninternational survey. Mov Disord 2002 : 17 (1) ;60-67.

disease. J Neurol 1997 : 244 ; 493-498.
17）村山龍一、深谷達三、古川恵他、パーキンソン病における抑うつの傾向と ADL への影響について

4）山本光利編．パーキンソン病―臨床の諸問題 2―．

―DBS 術前患者の HAMD と UPDRS の下位領域

東京：中外医学社、2011：125-132．

の関係から―．柳川リハビリテーション学院・福5）Kuhn W, Heye N, Müller T, et al. The motor
performance test series in Parkinson’s disease isinfluenced by depression. J Neural Transm 1996

岡国際医療福祉学院紀要．2007；3：15-18．
18）Warburton JW. Depressive symptoms in－ 53 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

Parkinson patients referred for thalamotomy.

of Illness in the Aged ; the Index of ADL. The

J Neurol Neurosurg Psychiatry 1967 : 30 (4) ;Journal of the American Medical Association

368-370.

1963 : 185 ; 914-919.

19）福田晋平、江川雅人、苗村健治、パーキンソン病32）Katz S, Downs TD, Cash HR, et al. Progress inに対する鍼治療の臨床効果に関する研究―ランダ

development of the index of ADL. Gerontologist

ム化比較試験（RCT）による検討―．医道の日本．

1970 : 10 (1) ; 20-30.

2012；829：110-130．

33）Walsh FW. The Clinical Utility of Normal Family

20）斎木英資、松本禎之、パーキンソン病患者における麦角系ドパミンアゴニスト製剤からプラミペキ

Research. Psychotherapy 1987 : 24 ; 496-503.
34）貞木隆志、榧野潤、円環モデルによる家族機能のソール徐放性製剤への即時切り替え投与の有用性．

アセスメント―FACES 質問紙の臨床場面におけ

Therapeutic Research．2012；33（9）：1415-1422．

る有用性―．李刊精神科診断学．1997；8（2）：21）MacCarthy B，Brown R. Psychosocial factors in
Parkinson’s disease. Br J Clin Psychol 1989 : 28 ;125-135．
35）Beck AT, Rush AJ, Shaw BF, et al. Cognitive

41-52.

Therapy of Depression. New York, Guilford

22）水上勝義、パーキンソン病とうつ．臨床精神医学．
2015；44（4）：553-559．

Press, 1979.
36）竹本与志人、香川幸次郎、血液透析患者を対象と23）竹内博明、三野満子、國方弘子他、パーキンソン

した家族機能の認知構造の検討．メンタルヘルス

病患者の主観的 QOL 評価．日本看護研究学会雑誌．1999；22（4）：17-26．

の社会学．2005；11：30-40．
37）Olson DH, McCubbin HI. Circumplex Model of24）Steinglass P, Horan ME. Families and Chronic

Marita1 and Family Systems V ; Application

Medical Illness. In Walsh F, Anderson CM (Eds.),

to Family Stress and Crisis Intervention. In

Chronic Disorders and the Family. New York,

McCubbin HI, Cauble AE, Patterson, JM (Eds)

Haworth Press, 1988 : 127-142.

Family Stress, Coping, and Social Support,25）増田彰則、山中隆夫、武井美智子他、家族機能が学校適応と思春期の精神面に及ぼす影響について．

Springfield, IL (1982) 48-68.
38）Kessler RC, Andrews G, Colpe LJ, et al.

心身医学．2004；44（12）：904-909．

Short Screening Scales to Monitor Population

26）大田垣洋子、岩本泰行、米澤治文他、摂食障害患

Prevalences and Trends in Nonspecific

者の家族機能についての検討．精神医学．2001；

Psychological Distress. Psychol Med 2002 : 32 ;43（8）：849-854．

959-976.

27）佐藤忍、高田一男、塚本東明他、在宅酸素療法患39）Furukawa TA, Kussler RC, Andrews G, et al.

者とその主介護者の家族機能．日本胸部疾患学会

The Performance of the K6 and K10 Screening

雑誌．1997；35（10）：1054-1059．

Scales for Psychological Distress in the28）竹本与志人、香川幸次郎、血液透析患者におけるAustralian National Survey of Mental Health and家族機能に対する認知的評価と精神的健康との関well-being. Psychol Med 2003 : 33 ; 357-362.

連性．Journal of Health Science．2009；12（2）：40）Sakurai K, Nishi A, Kondo K, et al. Screening

67-76．

Performance of K6/K10 and Other Screening

29）竹本与志人、香川幸次郎、白澤政和、血液透析患

Instruments for Mood and Anxiety Disorders

者の精神的健康と家族機能に対する認知的評価なin Japan. Psychiatry Clin Neurosci 2011 : 65 ;らびに主介護者の療養継続困難感との関連性．メ434-441.

ンタルヘルスの社会学．2009；15：16-27．

41）Muthen LK, Muthen BO. Mplus User’s Guide, 5th30）竹本与志人、杉山京、倉本亜優未他、血液透析患

Ed. Los Angeles, Muthen & Muthen, 2007.

者を対象とした家族機能と抑うつの関係．社会医

42）山本嘉一郎、小野寺孝義編、Amos による共分学研究．2016；33（2）：59-68．

散構造分析と解析事例．京都：ナカニシヤ出版．

31）Katz S, Ford AB, Moskowitz RW, et al. Studies－ 54 －

1999：16-17．

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）201743）Zung, WW. A self-rating depression scale. ArchGen Psychiatry 1965 : 12 (1) ; 63-70.

て．臨床理学療法研究．2015；32：7-11．
55）中馬孝容、平川圭子、本城誠他、パーキンソン病44）Beck AT, Ward CH, Mendelson M, et al. Anのリハビリテーションの一考察について．厚生労

inventory for measuring depression. Arch Gen

働科学研究費補助金（難治性疾患等克服研究事業）

Psychiatry 1961 : 4 ; 561-571.

平成 25 年度総合研究報告書（研究代表者：西澤45）Beck AT, Steer RA, Brown GK. Manual for the正豊）．2013；129-134．

Beck Depression Inventory-Second Version. San

56）Kessler RC, McGonagle KA, Swartz M, et al.

Antonio, TX , The Psychological Corporation,

Sex and depression in the National Comorbidity

1996.（小嶋雅代、古川壽亮訳、日本版 BDI-II 手

Survey. I: Lifetime prevalence. chronicity and引き．東京：日本文化科学社．2003：1-26）

recurrence. J Affect Disord 1993 : 29 (2-3) ; 85-96.

46）Burke WJ, Roccaforte WH, Wengel P. The

57）山本光利編、パーキンソン病―認知と精神医学的short form of the Geriatric Depression Scale :側面―．東京：中外医学社、2003：38-53．

a comparison with the 30-item form. J Geriatr58）秋山智、岡本裕子、若年性パーキンソン病患者のPsychiatry Neurol 1991 : 4 ; 173-178.

QOL に関する研究～ SEIQoL-DW による評価～．

47）Leentjens AF, Verhey FR, Lousberg R, et al.

日本難病看護学会誌．2010；14（3）：169-177．

The validity of the Hamilton and Montgomery-59） 岡 美 智 子、 梶 浦 尚 美、 山 本 ス ミ 子 他、Kidney

Asberg depression rating scales as screening

Disease Quality of Life Short Form（KDQOL-SF）

and diagnostic tools for depression in Parkinson’を用いた血液透析患者の精神状態に影響を及ぼすs disease. Int J Geriatr Psychiatry 2000 : 15 ;関連要因．透析会誌．2001；34（10）：1299-1305．

644-649.
48）加地芳明、平田幸一、Ⅶ．各科臨床におけるうつ病診療

1．脳卒中、パーキンソン病、頭痛．

Progress in Medicine．2007； 27：2023-2031．
49）American Psychiatric Association. Diagnostic andStatistical Manual of Mental Disorders, 4th ed.
American Psychiatric Publishing, Washington,
DC, 1994.
50）三村將、パーキンソン病におけるうつ状態―その診断と評価―．（山本光利編）パーキンソン病―
病因病態と治療、うつ・衝動制御障害―．東京：
中外医学社．2008：161-168．
51）亀石千園、谷本真理子、正木治恵、パーキンソン病患者がもつ身体像．日本看護科学会誌．2013；33（2）：51-61．
52）佐々木栄子、西村歌織、唐津ふさ他、パーキンソン病患者の療養生活の受けとめと症状・日常生活
動作との関連．北海道医療大学看護福祉学部学会
誌．2008；4（1）：35-41．
53）岩本テルヨ、兼安久恵、在宅パーキンソン病患者の闘病の実態と QOL 向上のための支援に関する研究．山口県立大学看護学部紀要．2000；4：
34-43．
54）大野洋一、在宅パーキンソン病患者における症状の日内変動が ADL 介助状況に与える影響につい－ 55 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017－ 56 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

原著

介護老人福祉施設における転倒の発生要因・事故防止策
・活動参加の取り組みの関連性
The study on the primary causes of falls, accident prevention plans, andinitiatives for activity participation in facilities covered by public aid
providing long-term care to the elderly
堀米史一
Fumikazu Horigome
上智社会福祉専門学校
Sophia school of social welfare

抄録
本研究は高齢者が最も起こしやすい事故である転倒に焦点を当て「転倒の発生要因」と「事故防止策」，「事故防止策以外の事故防止につながる取り組み」として「外出の頻度」と「施設内の移動制限」の関連性を明らかにすることを目的とし，介護老人福祉施設 7 施設で 3 か月間の調査を行った．対象者は 595 名であり，転倒に関する介護事故・インシデント 83 件をロジスティック回帰分析で分析した結果，「障害高齢者の日常生活自立度」「施設内の移動制限」「事故防止策の有無」「Behavioral and Psychological Symptoms of Dementia の有無」がモデルとして抽出された．この結果から事故防止策を用いて転倒防止に取り組むことで活動の範囲を広げても安全を確保することは可能であることが示唆された．

Abstract
The purpose of this study was further accomplished by clarifying the accident prevention plans, primary causesof falls, and present condition of initiatives for activity participation in facilities covered by public aid providing
long-term care. In the method of study, seven facilities that are covered by public aid providing long-term careto the elderly cooperated with these surveys. The target group consisted of a total of 595 people who used thesefacilities over a three-month period. The results of logistic regression conducted on 83 caregiving accidents andincidents related to falls produced a model comprising“degree of independence in the daily living for the disabledelderly,”“mobility restrictions within the facility,”“presence or absence of accident prevention plans,”and“presence or absence of behavioral and psychological symptoms of dementia.”These results showed the validityof the accident prevention plans and their assessment. Furthermore, they suggested the possibility of assuringsafety of the elderly by using accident prevention plans and taking initiatives for activity participation.
キーワード：高齢者，転倒，活動参加
Keyword：elderly, falls, activity participation

1．目的

約や制限を求められることもあるが，利用者一人ひと

介護サービス提供の場は利用者にとっての生活のりに対して尊厳をもって安全にサービスが提供されな場であり，利用者一人ひとりは生活者であることから，

ければならない．この施設におけるサービスについて

自由，自立，自己決定の尊重が求められる．特に介護

全国社会福祉施設経営協議会 1）は「福祉施設における施設においては集団生活の場であることから様々な制

リスクマネジメントの在り方に関する検討会」の中で－ 57 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

リスクマネジメントの側面は非常に多種多様であるこの頻度」と「施設内の移動制限」に焦点を当て，関連とを述べたうえで , 顧客や利用者に対する安全確保を ,性を明らかにすることを目的とした．

サービスの質の向上に組み込んだ取り組みとして行うとサービス管理の側面が強くなるとしている．近年で

2．方法は多くの介護サービス提供事業者がそれぞれの組織に

1）調査方法と期間おいて事故報告やインシデント報告の取り組みを行い，調査方法は，利用者の状況に関する質問紙及び介護事故防止策を導入し利用者の安全の確保に努めながら，

事故報告・インシデント報告に関する質問紙を用いた利用者の自由，自立，自己決定の尊重にも配慮をおこ

調査を郵送留置法で行った．調査期間は 2014 年 5 月なっている現状であるが，利用者の身体的・精神的なから 2014 年 7 月の 3 か月間を対象とした．

機能低下などもあり介護事故の発生全てを防止するこ

2）調査対象と実施方法とは困難な状況であり，利用者の安全と自由，自立，介護老人福祉施設に入所している利用者の状況を対自己決定の尊重との関係をどのように考えるかは重要象とした質問紙調査を実施した．施設の抽出方法は独な問題となっている．

立行政法人福祉医療機構 WAM NET（Welfare And

また介護事故の発生に関して永和

2）は高齢者の事故

Medical service network system）から都内の介護老が最も多く発生する施設サービスは介護老人福祉施設

人福祉施設 10 施設を抽出し施設長に調査依頼文を郵であると指摘しているが，介護施設サービスにおいて送し，調査の依頼に関して回答書にて承諾の得られた

従来は高齢者の転倒・転落防止の理由から身体拘束が施設に電話で確認を行った．調査担当者の選定につい行われてきたが , 身体拘束により利用者に身体的弊害・ては施設長から紹介を受け，調査担当者に文書と口頭

精神的弊害・社会的弊害がもたらされ , 身体拘束の悪にて説明をし，調査への協力の同意が得られた施設を

循環による二次的・三次的な障害が生じる可能性があ対象とした．

るとし，現在は身体拘束が原則禁止となっている．さ3）調査内容らに河野ら 3）は「安静状態による廃用症候群や社会的調査内容に関しては先行研究の結果を踏まえ，「利活動の機会の喪失など , のちの生活に多大な影響をあ

用者の状況」と「介護事故・インシデントの状況」にたえるおそれがある」と指摘されており，堀米 4）の介関する調査内容を設定した．「利用者の状況」に関し

護老人福祉施設職員を対象とした調査では利用者へのては調査対象の介護老人福祉施設全利用者の状況を調

身体拘束 , 移動制限を行なわずに利用者に外出支援な査担当者が毎月末に調査票に記入することとした．介どを提供し活動範囲の拡大をすることで利用者の活動

護事故・インシデントの状況に関しても調査担当者が量の増加につながり，介護事故・インシデントの危険発生時に調査票に記入を行った．

性が増加しない可能性が示唆されている．

調査の目的を踏まえ，「利用者の状況」に関するその他の先行研究 5,6,7,8,9,10） においても介護施設では

15 項 目（ ① 利 用 者 ID， ② 性 別， ③ 年 齢， ④ 要 介 護

転倒事故が介護事故の中でもっとも多いことが指摘さ

度，⑤認知症の種類，⑥認知症高齢者の日常生活自れているが，近年のリスクマネジメントや事故防止に

立度，⑦障害高齢者の日常生活自立度，⑧施設内の移対する意識の向上から高齢者の転倒事故に関する調査

動制限，⑨外出の頻度，⑩身体拘束，⑪事故防止策，は増加傾向にある．しかし松井ら 11） が施設利用者全⑫眠剤・抗不安薬の服用の有無，⑬ Behavioral and

数調査を実施した研究が少ないと指摘しているように，

Psychological Symptoms of Dementia（認知症の中核

今までの介護事故・インシデントの調査研究では介護症状と周辺症状：以下 BPSD）の有無，⑭リハビリの事故やインシデントが発生したケースを集計して分析

参加，⑮調査期間中の入退所・入退院）を調査項目とする後ろ向き調査の方法が多く , 施設におけるサービ

して設定し，先行研究で報告されている利用者要因にス利用者全数を対象とし質問紙を用いて行う前向き調

関して認知症 3,12,13,14,15,16,17,18,19） や BPSD20,21） と Activities

査から「介護事故・インシデントの発生要因」と「事of Daily Living（ 日 常 生 活 動 作： 以 下 ADL）13,14,16,22）

故防止策」,「事故防止策以外で事故防止につながる取を異なる施設を対象とした調査において統一した基準り組み」がどのような位置づけになっているのかを明で測定するために介護認定調査項目を参考に設定し調らかにすることが必要である．そこで本研究では先行査票を作成した．利用者へのサービスの質と客観的な研究おいて指摘されている高齢者が最も起こしやすい

Quality of Life（生活の質：以下 QOL）の観点から社事故である転倒に焦点を絞り，介護老人福祉施設利用

会的活動と活動範囲 23,24）の項目として「施設内の移動者の「転倒の発生要因」と「事故防止策」，「事故防止制限」を設定し，「外出の頻度」に関しては介護認定策以外の事故防止につながる取り組み」として「外出調査の項目を用いた．「BPSD」についても介護認定調－ 58 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

査の項目を参考に 12 項目を設定した．

立度」「障害高齢者の日常生活自立度」「外出の頻度」「施「介護事故報告・インシデントの状況」に関しては設内の移動制限の有無」「身体拘束の有無」「事故防止

介護事故・インシデント発生時の状況を把握するため策の有無」「眠剤・抗不安薬等の処方」「BPSD の有無」
「リ

に先行研究

3,25,26,27,28）

を参考に全 7 項目を設定し，さらハビリテーションへの参加」「調査期間中の入退院の有に施設における介護事故・インシデントの定義が異な

無」「調査期間中の入退所の有無」の項目で，変数は尤

る施設において調査を実施するため，先行研究

20,29）

を度比による変数減少法とした．すべての統計分析には参考に介護事故報告・インシデント報告の状態（利用

統計解析ソフト IBM SPSS Statistics 22 を用いた．

者への影響度）を「①未発生」「②処置なし」「③看護5）調査実施にあたっての倫理上の配慮

師等による軽度処置」「④施設内で医師の診断・処置」

調査実施にあたっての倫理上の配慮については，日「⑤病院での受診・検査」「⑥入院・通院治療」の 6 段

本社会事業大学社会事業研究所研究倫理委員会に審議階で項目を設定した．なお本調査における転倒の操作を依頼し承認を得た（承認番号 14 ‐ 0101）．具体的に的定義として Gibson et al.30）の「自分の意思によらずは，介護老人福祉施設の施設長に対して調査依頼及び身体の足底以外の部分が床に付いたもの」を採用した．

実施時に調査協力の任意性，調査のなかで知り得た一

4）分析方法切の情報の保護やその管理・破棄方法，調査結果の利

質問紙では介護事故・インシデントの定義が異なる

用・公表方法について文書および口頭にて説明を行い施設において調査を行うため転倒に関する介護事故報

書面にて同意を得た．同意の得られた施設に対して調告・インシデント報告の状態（利用者への影響度）を査担当職員を訪問し，調査依頼文を用いて説明を行い，上記の様に設定したが，各項目の発生件数が十分に収回答者が調査期間終了後に直接調査票を返信してもら集できなかったため，報告された転倒に関する介護事

うように依頼をおこなった．

故報告・インシデント報告の状態のうち転倒しそうに

3．結果なったが実際には転倒をしていない事例である「①未発生」を除外して，「②処置なし」から「⑥入院・通1）調査対象者の属性

院治療」の項目に該当する回答を「転倒あり」として介護老人福祉施設 7 施設から調査の協力を得るこ分析を行った．

とができた．施設形態は従来型 3 施設，準ユニット型，

分析は転倒の有無と属性との関連性を見るためにｔ

新型，準ユニット型，地域密着型が各 1 施設であった．

検定を行い，次に共分散をチェックするために項目間対象者は 1 施設 26 名から 149 名で 3 か月間に介護老人の相関係数を求め，従属変数を転倒の有無として多重福祉施設を利用した全対象者は 595 名であり，提出さ共線性の診断を行い，分散拡大係数（VIF）を求めた．

れた転倒に関する介護事故・インシデントの状況は 114

その後，転倒の有無と属性について調整オッズ比を求件であった．そのうち「未発生」として提出された調めるためにロジスティック回帰分析を用いた．目的変査票を除外して 83 件を対象に分析を行った．転倒者は数は「転倒の有無」であり，説明変数は「性別」「年齢」「要全対象者 595 名のうち 61 名であり，転倒者のうち 14

介護度」「認知症の有無」「認知症高齢者の日常生活自名は 2 回以上の複数回転倒を経験していた（表 1）．

⴫ 1 ⺞ᩏኻ⽎ᣉ⸳ߩᒻᘒ෸߮ኻ⽎⠪ߣォୟ⊒↢ઙᢙ
ᣉ⸳ᒻᘒ

ోኻ⽎⠪

ォୟઙᢙ

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ォୟ⠪₸(%)

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ォୟ⠪

1

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80 ฬ

9ઙ

8ฬ

(10.0)1ฬ

2

৻ㇱ࡙࠾࠶࠻ဳ

110 ฬ

19 ઙ

16 ฬ

(14.5)

3ฬ

3

ᓥ᧪ဳ

55 ฬ

9ઙ

6ฬ

(10.9)

2ฬ

4

ᓥ᧪ဳ

149 ฬ

10 ઙ

9ฬ

(6.0)

1ฬ

5

ᣂဳ

95 ฬ

16 ઙ

9ฬ

(9.5)

2ฬ

6

࿾ၞኒ⌕ဳ

26 ฬ

1ઙ

1ฬ

(3.8)

0ฬ

7

ᓥ᧪ဳ

80 ฬ

19 ઙ

12 ฬ

(15.0)

5ฬ

595 ฬ

83 ઙ

61 ฬ

(10.3)14 ฬో૕

̪1 ォୟ⠪₸ߪోኻ⽎⠪ߩ߁ߜߩォୟ⠪ߩഀว
̪2 ⶄᢙ࿁ォୟ⠪₸ߪォୟ⠪ߩ߁ߜߩⶄᢙ࿁ォୟ⠪ߩഀว
⴫ 2 ኻ⽎⠪ߩၮᧄዻᕈ
ੱᢙᕈ೎(%) － 59 －

ੱᢙ

(%)

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111

(18.7)⌁೷࡮᛫ਇ቟⮎╬

ಣᣇ޽ࠅ

212

(35.6)

ᅚᕈ

484(81.3)

ߩಣᣇ

ಣᣇߥߒ

383

(64.4)

ᣉ⸳ᒻᘒ

ోኻ⽎⠪

ォୟઙᢙ

ォୟ⠪

ⶄᢙ࿁

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(10.0)1ฬ

2

৻ㇱ࡙࠾࠶࠻ဳ

110 ฬ

19 ઙ

16 ฬ

(14.5)

3ฬ

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

ᓥ᧪ဳ
55 ฬ
6ฬ
2ฬ
3
(10.9)
対象者の基本属性は「男性」111
名（18.7%），「女性」 9 ઙ（67.2％）と最も多かった.「認知症高齢者の日常生活自
ᓥ᧪ဳ
149
ฬ
10 ઙ 立度」は「ランクⅢ9ฬ
1と最も多かった．
ฬ
4(6.0)
が 484 名（81.3%）であり，最低年齢は
60
歳，最高年
a」
が 192 名（32.3%）
齢は 104 歳，
86.86 歳（SD：± 8.035）であった．16 ઙ 「外出の頻度」は「月
ᣂဳ
95 ฬ
9ฬ
ฬ 名（61.5%）
5 平均年齢は(9.5)1 回未満」が2366
年齢は「80259 名（43.5%）と最も多く，要介
࿾ၞኒ⌕ဳ
26 ฬ
6 歳代」が「施設内の移動制限の有無」は「制限なし」
1 ઙ と最も多く，
1ฬ
0ฬ
(3.8)

護度は「要介護度5」が 207 名（34.8%）で最も多かった．
，「制限あり」が2975名（49.9%）でᓥ᧪ဳ
80 ฬ
19 ઙ が 298 名（50.1%）
12 ฬ
ฬ
7(15.0)「認知症の有無」では（94.8%） 83 ઙ あり，「移動制限の範囲」は「同一フロアー内」が180
ో૕「認知症あり」が 492
595名
ฬ
61 ฬ
14 ฬ
(10.3)であり，「認知症なし」が31 名（5.2%）であり，「認名（60.6%）で最も多かった（表 2）．
̪1ォୟ⠪₸ߪోኻ⽎⠪ߩ߁ߜߩォୟ⠪ߩഀว知症あり」では「アルツハイマー型認知症」が331 名
̪2 ⶄᢙ࿁ォୟ⠪₸ߪォୟ⠪ߩ߁ߜߩⶄᢙ࿁ォୟ⠪ߩഀว
⴫ 2 ኻ⽎⠪ߩၮᧄዻᕈ
ᕈ೎

ᐕ㦂

ⷐ੺⼔ᐲ

⹺⍮∝ߩ᦭ή

⹺⍮∝ߩ⒳㘃ᄖ಴ߩ㗫ᐲ

BPSD ߩ᦭ή

੐᡿㒐ᱛ╷ߩ᦭ήり૕᜔᧤ߩ᦭ή

ੱᢙ

(%)

ੱᢙ

(%)

↵ᕈ

111

(18.7)⌁೷࡮᛫ਇ቟⮎╬

ಣᣇ޽ࠅ

212

(35.6)

ᅚᕈ

484(81.3)

ߩಣᣇ

ಣᣇߥߒ

383

(64.4)

60 ᱦઍ

17

(2.9)

㓚ኂ㜞㦂⠪ߩ

࡜ࡦࠢ J

2

(0.3)

70 ᱦઍ

86

(14.5)

ᣣᏱ↢ᵴ⥄┙ᐲ࡜ࡦࠢ A-1

48

(8.1)

80 ᱦઍ

259

(43.5)࡜ࡦࠢ A-2

79(13.3)

90 ᱦઍ

208(35.0)

࡜ࡦࠢ B-1

162(27.2)

100 ᱦએ਄

25(4.2)

࡜ࡦࠢ B-2

184(30.9)

ⷐ੺⼔ᐲ 117(2.9)

࡜ࡦࠢ C-147(7.9)

ⷐ੺⼔ᐲ 260(10.1)࡜ࡦࠢ C-2

73(12.3)

ⷐ੺⼔ᐲ 3

123(20.7)

⹺⍮∝㜞㦂⠪ߩ

࡜ࡦࠢΣ

30

(5.0)

ⷐ੺⼔ᐲ 4188(31.6)

ᣣᏱ↢ᵴ⥄┙ᐲ࡜ࡦࠢΤa60(10.1)

ⷐ੺⼔ᐲ 5207(34.8)

࡜ࡦࠢΤb

83(13.9)

⹺⍮∝޽ࠅ

492(94.8)

࡜ࡦࠢΥa192(32.3)

⹺⍮∝ߥߒ

31

(5.2)

࡜ࡦࠢΥb

58

(9.7)

⣖ⴊ▤ᕈ⹺⍮∝

120(24.3)

࡜ࡦࠢΦ

143(24.0)

ࠕ࡞࠷ࡂࠗࡑ࡯ဳ⹺⍮∝331(67.2)

࡜ࡦࠢ M

29

(4.9)

࡟ࡆ࡯ዊ૕ဳ⹺⍮∝

10

(2.0)

ߘߩઁ

31

(6.3)

ᧄੱߩᏗᦸᤨ

24(4.0)⒖േ೙㒢ߩ᦭ή

⒖േ೙㒢ߩ▸࿐೙㒢ߥߒ298(50.1)

೙㒢޽ࠅ

297(49.9)

ࡌ࠶࠼਄

21

(7.0)

ㅳ 1 ࿁એ਄

11

(1.8)

ዬቶౝ

᦬ 1 ࿁એ਄

194(32.6)

ห৻ࡈࡠࠕ࡯ౝ

5

(1.7)

180

(60.6)

᦬ 1 ࿁ᧂḩ

366(61.5)

ᣉ⸳ߩᑪ‛ౝ

91(30.6)BPSD ޽ࠅ

152(25.5)

࡝ࡂࡆ࡝࠹࡯࡚ࠪࡦ

ෳടߒߡ޿ࠆ

387(65.0)BPSD ߥߒ

443(74.5)

߳ߩෳടෳടߒߡ޿ߥ޿

208(35.0)

੐᡿㒐ᱛ╷޽ࠅ

194(32.6)

⺞ᩏᦼ㑆ਛߩ

౉ㅌ㒮޽ࠅ

26

(4.4)

੐᡿㒐ᱛ╷ߥߒ

401(67.4)

౉ㅌ㒮ߩ᦭ή

౉ㅌ㒮ߥߒ

567(95.6)

᜔᧤޽ࠅ

5

(0.8)

⺞ᩏᦼ㑆ਛߩ

౉ㅌᚲ޽ࠅ

28

(4.7)

᜔᧤ߥߒ

590

(99.2)

౉ㅌᚲߩ᦭ή

౉ㅌᚲߥߒ

567(95.3)

2）属性の平均値と標準偏差全利用者を対象とした 15 項目の属性から名義尺度

15を除いた 6 項目の平均値は「年齢」（86.86 ± 8.035），「要⴫ 3 ዻᕈߩᐔဋ୯ߣᮡḰ஍Ꮕ
ᐕ㦂

㨚㧩595
ᐔဋ୯

ᮡḰ஍Ꮕ

86.86

8.035

介護度」（3.85 ± 1.094），「認知症高齢者の日常生活自

ⷐ੺⼔ᐲ

3.85

1.094

立度」（4.23 ± 1.563），「障害高齢者の日常生活自立度」

⹺⍮∝㜞㦂⠪ߩᣣᏱ↢ᵴ⥄┙ᐲ

4.23

1.563

（4.53 ± 1.392），「施設内の移動制限」（4.08 ± 1.073），「外㓚ኂ㜞㦂⠪ߩᣣᏱ↢ᵴ⥄┙ᐲ

4.53

1.392

出の頻度」（3.52 ± 0.728）であった（表 3）．

ᣉ⸳ౝߩ⒖േ೙㒢

4.08

1.073

ᄖ಴ߩ㗫ᐲ

3.52

0.728

⴫ 4 ォୟߩ᦭ήߣዻᕈ
ォୟ޽ࠅ(㨚㧩61)－ 60 －

ォୟߥߒ(㨚㧩5

ੱᢙ

(%)

ੱᢙ

(%

25

(24.6)

96

(18.

ᕈ೎

↵ᕈ
ᅚᕈ

46

(75.4)

438

(82.

ᐕ㦂

60 ᱦ㨪79 ᱦ

10(16.4)

93(17.

⴫ 3 ዻᕈߩᐔဋ୯ߣᮡḰ஍Ꮕ

㨚㧩595
ᐔဋ୯

ᮡḰ஍Ꮕ

86.86

8.035

ᐕ㦂
ⷐ੺⼔ᐲ

3.85
1.094
社会医学研究．第34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017⹺⍮∝㜞㦂⠪ߩᣣᏱ↢ᵴ⥄┙ᐲ

4.23

1.563

4.53

1.392
＝ 0.000），「移動制限の有無」（P ＝ 0.010），「事故防止

3）転倒の有無と属性の関連性㓚ኂ㜞㦂⠪ߩᣣᏱ↢ᵴ⥄┙ᐲ

ᣉ⸳ౝߩ⒖േ೙㒢
4.08「転倒の有無」と属性の関連性をみるためにχ
2検

1.073

策の有無」（P ＝ 0.000），「BPSD の有無」（P ＝ 0.001）

3.52

0.728

定を行った結果，「障害高齢者の日常生活自立度」（Pᄖ಴ߩ㗫ᐲにおいて統計学的な有意差が見られた（表 4）．

⴫ 4 ォୟߩ᦭ήߣዻᕈ

㨚㧩595ォୟ޽ࠅ(㨚㧩61)

ᕈ೎
ᐕ㦂

ⷐ੺⼔ᐲ

ォୟߥߒ(㨚㧩534)

ੱᢙ

(%)

ੱᢙ

(%)

↵ᕈ

25

(24.6)

96(18.0)

ᅚᕈ46(75.4)

438(82.0)60 ᱦ㨪79 ᱦ

10(16.4)

93(17.4)80 ᱦ㨪89 ᱦ

24(39.3)

235(44.0)

90 ᱦએ਄

27(44.3)

206(38.6)シᐲ12(19.7)

65(12.2)

49(80.3)

469(87.8)

㧔ⷐ੺⼔ᐲ 1࡮2㧕
㊀ᐲ

P
0.209

0.684

0.098

㧔ⷐ੺⼔ᐲ 3࡮4࡮5㧕⹺⍮∝ߩ᦭ή

⹺⍮∝ߥߒ

3

(4.9)

28

(5.2)

⹺⍮∝޽ࠅ

58

(95.1)

506(94.8)

⹺⍮∝㜞㦂⠪ߩ

࡜ࡦࠢΣ

3

(4.9)

27

(5.1)

ᣣᏱ↢ᵴ⥄┙ᐲ࡜ࡦࠢΤ

16(26.2)

127(23.8)

࡜ࡦࠢΥ27(44.3)

223(41.8)

0.914

0.575

࡜ࡦࠢΦ࡮M15(24.6)

157(29.4)

㓚ኂ㜞㦂⠪ߩ

⥄┙࡮Ḱኢߚ߈ࠅ

26(42.6)

103(19.3)

ᣣᏱ↢ᵴ⥄┙ᐲ㧔࡜ࡦࠢ J,A-1,A-2㧕

35(57.4)

431(80.7)

᦬ 1 ࿁એ਄

18(29.5)

211(39.5)

᦬ 1 ࿁ᧂḩ43(70.5)

323(60.5)

ᣉ⸳ౝߩ⒖േ೙㒢ߩ

೙㒢ߥߒ

21

(34.4)

277(51.9)

0.010

᦭ή

೙㒢޽ࠅ

40

(65.6)

257(48.1)

**

り૕᜔᧤

᜔᧤޽ࠅ

0

(0.0)

5

(0.9)

᜔᧤ߥߒ

61

(100.0)529(99.1)

੐᡿㒐ᱛ╷޽ࠅ

34(55.7)

160(30.0)0.000੐᡿㒐ᱛ╷ߥߒ

27(44.3)

374(70.0)***⌁೷࡮᛫ਇ቟⮎╬ߩ

ಣᣇ޽ࠅ

26

(42.6)

186(34.8)

ಣᣇ

ಣᣇߥߒ

35

(57.4)

348(65.2)

0.000

ኢߚ߈ࠅ

***

㧔࡜ࡦࠢ B-1,B-2,C-1,C-2㧕ᄖ಴ߩ㗫ᐲ੐᡿㒐ᱛ╷ߩ᦭ή

BPSD ߩ᦭ή

0.128

0.448

0.229

BPSD ޽ࠅ

26(42.6)

126(23.6)

0.001

BPSD ߥߒ

35(57.4)

408(76.4)***

࡝ࡂࡆ࡝࠹࡯࡚ࠪࡦ

ෳടߒߡ޿ࠆ

37(60.7)

350(65.5)

߳ߩෳടෳടߒߡ޿ߥ޿

24(39.3)

184(34.5)

౉ㅌ㒮ߩ᦭ή

౉ㅌ㒮޽ࠅ

2

(3.3)

24

(4.5)

౉ㅌ㒮ߥߒ

59

(96.7)

510(95.5)

౉ㅌᚲߩ᦭ή

౉ㅌᚲ޽ࠅ

4

(6.6)

24

(4.5)

౉ㅌᚲߥߒ

57

(93.4)

510(95.5)***p<0.001, **p<0.01, *p<0.05

4）属性間の相関

0.448
0.660
0.471

知症高齢者の日常生活自立度」と「障害高齢者の日常

全利用者を対象とした 15 項目の属性から名義尺度

生活自立度」（ｒ＝ 0.389），「外出の頻度」と「施設内を除いた 6 項目の相関分析（Pearson）を行った．「要の移動制限の有無」（ｒ＝ 0.222）において弱い正の相介護」と「障害高齢者の日常生活自立度」（ｒ＝ 0.531）

関が見られ，「外出の頻度」と「障害高齢者の日常生では中程度の正の相関が見られた．また「要介護度」

活自立度」（ｒ＝ -0.286），も弱い負の相関が見られたが，16
それ以外は全般に相関がなかった（表5）．

と「認知症高齢者の日常生活自立度」（ｒ＝ 0.399），「認⴫ 5 ዻᕈ㑆ߩࡇࠕ࠰ࡦߩ⋧㑐㑐ଥ

n=595
F1

F1 ᐕ㦂

F2

F3

F4

F5

F6

1

F2 ⷐ੺⼔ᐲ

0.041

1

F3 ⹺⍮∝㜞㦂⠪ߩᣣᏱ↢ᵴ⥄┙ᐲ

0.044

0.399**

1

F4 㓚ኂ㜞㦂⠪ߩᣣᏱ↢ᵴ⥄┙ᐲ

0.097*

0.531**

0.389**

1

F5 ᣉ⸳ౝߩ⒖േ೙㒢-0.0170.008-0.191**-0.092*

1

F6 ᄖ಴ߩ㗫ᐲ

-0.038-0.066-0.166**-0.286**

0.222****p <0.01, *p <0.05

⴫6 ᄙ㊀౒✢ᕈߩ⸻ᢿ⚿ᨐ౒✢ᕈߩ⛔⸘㊂－ 61 －
⸵ኈᐲ

VIF

ᕈ೎

0.898

1.113

ᐕ㦂

0.908

1.101

1

社会医学研究．第34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017⴫
5 ዻᕈ㑆ߩࡇࠕ࠰ࡦߩ⋧㑐㑐ଥ
F1F2

F1 5）転倒の有無と属性の多重共線性
ᐕ㦂
1

F3

F4

n=595
F5

F6

⴫ 7 ࡠࠫࠬ࠹ࠖ࠶ࠢ࿁Ꮻಽᨆߦࠃࠆࠝ࠶࠭Ყ

説明変数の多重共線性を診断するために許容度とF2 ⷐ੺⼔ᐲ
0.041
1

ࠝ࠶࠭Ყ

VIF
を算出した．許容度に関しては以上であればF3
⹺⍮∝㜞㦂⠪ߩᣣᏱ↢ᵴ⥄┙ᐲ
0.044 0.5
0.399**
1
F4
㓚ኂ㜞㦂⠪ߩᣣᏱ↢ᵴ⥄┙ᐲ
0.097* 0.531** 0.681
0.389**良好とされるものであり，各属性の許容度はか
F5-0.0170.008-0.191**ら ᣉ⸳ౝߩ⒖േ೙㒢
0.984 であった．VIF は 10 以上で多重共線性が影響
F6 ᄖ಴ߩ㗫ᐲ

-0.038-0.066-0.166**
している可能性があるとされるものであるが，各属性**p <0.01, *p <0.05の VIF は 1.016 から 1.469 であった（表 6）．

95%ା㗬඙㑆㓚ኂ㜞㦂⠪ߩᣣᏱ↢ᵴ⥄┙ᐲ

0.000

0.000

7.918

0.947-66.184

7.572

0.935-61.294

5.430

0.694-42.462

 ࡜ࡦࠢ B-2

2.011

0.247-16.405

 ࡜ࡦࠢ C-1

0.697

0.040-12.023
0.000

 ࡜ࡦࠢ J1 ࡜ࡦࠢ A-1
-0.092*1
 ࡜ࡦࠢ A-2
-0.286** 0.222** ࡜ࡦࠢ B-1

⴫6 ᄙ㊀౒✢ᕈߩ⸻ᢿ⚿ᨐ

1

ᣉ⸳ౝߩ⒖േ೙㒢౒✢ᕈߩ⛔⸘㊂⸵ኈᐲ

VIF ࡌ࠶࠼਄

0.000

ᕈ೎

0.898

1.113

 ዬቶౝ

0.000

0.000

ᐕ㦂

0.908

1.101

 ห৻ࡈࡠࠕ࡯ౝ

2.333**

1.226-4.440

ⷐ੺⼔ᐲ

0.787

1.270

 ᣉ⸳ߩᑪ‛ౝ

3.578**

1.510-8.478

0.810

1.235

੐᡿㒐ᱛ╷ߩ᦭ή

3.099**

1.689-5.689

0.790

1.266

BPSD ߩ᦭ή

1.666

0.926-3.000㓚ኂ㜞㦂⠪ߩᣣᏱ↢ᵴ⥄┙ᐲ

0.791

1.264

Nagelkerke R2

0.195

ᄖ಴ߩ㗫ᐲ

0.843

1.186

Hosmer -Lemeshow ᬌቯ

P =0.831⒖േ೙㒢ߩ᦭ή

0.695

1.439

り૕᜔᧤ߩ᦭ή

0.973

1.028

੐᡿㒐ᱛ╷ߩ᦭ή

0.772

1.295

⌁೷࡮᛫ਇ቟⮎࡮ᄙ೷૬↪ಣᣇ

0.781

1.281

BPSDߩ᦭ή

0.835

1.198

࡝ࡂࡆ࡝ߩෳട

0.681

1.469

౉ㅌ㒮ߩ᦭ή

0.977

1.023

౉ㅌᚲߩ᦭ή

0.984

1.016

⹺⍮∝ߩ᦭ή
⹺⍮∝㜞㦂⠪ߩᣣᏱ↢ᵴ⥄┙ᐲ*p㧨0.05㧘**p㧨0.01

⴫ 8 ࡠࠫࠬ࠹ࠖ࠶ࠢ࿁Ꮻಽᨆߦࠃࠆࠝ࠶࠭Ყ㧔੐᡿㒐ᱛ╷࡮BPSD㧕

モデルの適合度を示す Nagelkerke R2 の値が小さいࠝ࠶࠭Ყ

95%ା㗬඙㑆ことに留意する必要はあるが，別のモデルの適合の指
੐᡿㒐ᱛ╷

標である
Hosmer -Lemeshow 検定は P ＞ 0.05 であっ⷗቞ࠅߩᒝൻ
2.142*

1.010-4.542

たことから，モデルは適合していると判断した．
ࡑ࠶࠻ߩ૶↪
8.623**
2.437-30.512࠮ࡦࠨ࡯ߩ૶↪
オッズ比に関しても95%信頼区間の上限値が高い項
2.726*
1.169-6.356
࠮ࡦࠨ࡯ߣࡑ࠶࠻ߩ૶↪
10.649** 1 以上
2.581-43.934
目の精度にも留意する必要があるが，下限値が࠮ࡦࠨ࡯ߣࡑ࠶࠻ߩ૶↪ߣ⷗቞ࠅߩᒝൻ
15.904**2.151-117.611の値を基準として有意と判断した．
「同一フロアー内」

ᓥዻᄌᢙ ォୟߩ᦭ή

BPSD（オッズ比＝ 2.333，95%信頼区間 1.226 － 4.440），「施 ᤤᄛߩㅒォ߇޽ࠆ

5.675*

1.095-29.419

5.308**

1.903-14.804

6）転倒予測要因の調整オッズ比設の建物内」（オッズ比＝ 3.578，95%信頼区間 1.510

転倒の有無と属性について調整オッズ比を求めるた－Nagelkerke
8.478），「事故防止策の有無」（オッズ比＝ 3.099，
R2

めにロジスティック回帰分析を行った．変数の選択は前述した平均値の差と標準偏差，相関係数，多重共線‫ޟ‬ኅߦᏫࠆ‫޿ߥ߇߈⌕ߜ⪭޿⸒ߣ╬ޠ‬

0.175

95%信頼区間1.689 －
Hosmer 㧙Lemeshow
ᬌቯ5.689）であった．
P =0.983

ロジスティク回帰分析において抽出された「事故防*p㧨0.05㧘**p㧨0.01

性を踏まえ 15 項目の属性すべてを選択し，名義尺度止策の有無」と「BPSD の有無」の属性の詳細についの「性別「認知症の有無」「事故防止策の有無」「眠剤・て再度ロジスティック回帰分析を行い，調整オッズ比

抗不安薬等の処方」「BPSD の有無」
「リハビリテーショを求めた．結果は「事故防止策」では「見守りの強化」

ンへの参加」「調査期間中の入退院の有無」「調査期間184.542）（オッズ比＝ 2.142，95%信頼区間 1.010 －，「マッ

中の入退所の有無」と順序尺度の「要介護度」「認知トの使用」（オッズ比＝ 8.623，95%信頼区間 2.437 －症高齢者の日常生活自立度」「障害高齢者の日常生活

30.512），「センサーの使用」（オッズ比＝ 2.726，95%

自立度」「施設内の移動制限」「外出の頻度」はカテゴ

信頼区間 1.169 － 6.356）「センサーとマットの使用」

リ尺度として分析を行った．

（オッズ比＝ 10.649，95%信頼区間 2.581 － 43.934）「セ結果は「障害高齢者の日常生活自立度（ランク J かンサーとマットの使用と見守りの強化」（オッズ比＝

ら C-1）」「施設内の移動制限（ベッド上，居室内，同15.904，95%信頼区間 2.151 － 117.611）に有意差が見

一フロアー内，施設の建物内）」「事故防止策の有無」

られた．この結果から「見守りの強化」では 2.142 倍，「BPSD の有無」がロジスティック回帰分析のモデル「マットの使用」では 8.623 倍，「センサーの使用」でとして示され，「障害高齢者の日常生活自立度」「施設は 2.726 倍，「センサーとマットの使用」では 10.649

内の移動制限」「同一フロアー内」「施設の建物内」「事倍，「センサーとマットの使用と見守りの強化」では故防止策の有無」が有意であった（表 7）．

15.904 倍事故防止策を用いていない利用者よりも転倒

17－ 62 － ࡌ࠶࠼਄

0.000

0.000

 ዬቶౝ

0.000

0.000

 ห৻ࡈࡠࠕ࡯ౝ

2.333**

1.226-4.440

 ᣉ⸳ߩᑪ‛ౝ

3.578**

1.510-8.478

੐᡿㒐ᱛ╷ߩ᦭ή
発生率が高くなることが明らかになった．

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

3.099** 利用者は昼夜逆転のない利用者よりも1.689-5.689
5.675 倍転倒発

BPSD ߩ᦭ή （オッズ比＝ 5.675，
1.666「BPSD」では「昼夜の逆転がある」

0.926-3.000「『家に帰る』等と言い落ち着きがな
生率が高くなり，

R2
0.195
95%信頼区間 1.095 －Nagelkerke
29.419）「『家に帰る』等と言いい」利用者は症状のない利用者よりも 5.308 倍転倒発

Hosmer -Lemeshowᬌቯ
P =0.831 生率が高くなることが明らかになった（表 8）．
落ち着きがない」（オッズ比＝5.308，95%信頼区間
1.903*p㧨0.05㧘**p㧨0.01－ 14.804）に有意な差がみられ，「昼夜の逆転がある」

⴫ 8 ࡠࠫࠬ࠹ࠖ࠶ࠢ࿁Ꮻಽᨆߦࠃࠆࠝ࠶࠭Ყ㧔੐᡿㒐ᱛ╷࡮BPSD㧕ࠝ࠶࠭Ყ

95%ା㗬඙㑆⷗቞ࠅߩᒝൻ

2.142*

1.010-4.542

ࡑ࠶࠻ߩ૶↪

8.623**

2.437-30.512࠮ࡦࠨ࡯ߩ૶↪

2.726*

1.169-6.356

࠮ࡦࠨ࡯ߣࡑ࠶࠻ߩ૶↪

10.649**2.581-43.934

࠮ࡦࠨ࡯ߣࡑ࠶࠻ߩ૶↪ߣ⷗቞ࠅߩᒝൻ

15.904**2.151-117.611

5.675*

1.095-29.419

5.308**

1.903-14.804

੐᡿㒐ᱛ╷

BPSD
 ᤤᄛߩㅒォ߇޽ࠆ‫ޟ‬ኅߦᏫࠆ‫޿ߥ߇߈⌕ߜ⪭޿⸒ߣ╬ޠ‬

0.175

Nagelkerke R2

P =0.983

Hosmer 㧙Lemeshow ᬌቯ*p㧨0.05㧘**p㧨0.01「転倒の有無」と「施設内の移動制限」に関して

7）転倒と活動範囲の拡大の関連性
転倒の有無と活動範囲の拡大に関する「外出の頻度」

は「障害高齢者の日常生活自立度」との関連性では有と「施設内の移動制限の有無」についてロジスティッ

意な差は見られなかったが，「事故防止策の有無」と

ク回帰分析にて有意差のみられた「障害高齢者の日常の関連性において有意差が見られ，「事故防止策なし」
18

生活自立度」と「事故防止策の有無」との関連性を見では「移動制限あり」の利用者の「転倒あり」の割合るために 3 つの要因によるχ 検定を行った結果，が 74.1%と高く，「事故防止策あり」では「移動制限な「転倒の有無」と「外出の頻度」に関しては「障害高し」の利用者の「転倒なし」の割合が 66.3%と高いこ齢者の日常生活自立度」及び「事故防止策の有無」にとが明らかになった（表 9）．

2

おいて有意な差は見られなかった．

⴫ 9 ォୟߩ᦭ήߣᣉ⸳ౝߩ⒖േ೙㒢ߣ㓚ኂ㜞㦂⠪ߩᣣᏱ↢ᵴ⥄┙ᐲ࡮੐᡿㒐ᱛ╷ߩ᦭ήߩ㑐ㅪᕈ
ᣉ⸳ౝߩ⒖േ೙㒢ߩ᦭ή㓚ኂ㜞㦂⠪ߩᣣᏱ↢ᵴ⥄┙ᐲ੐᡿㒐ᱛ╷ߩ᦭ή

㨚㧩595
ォୟߥߒ

ੱᢙ

(%)

ੱᢙ

(%)

⥄┙࡮Ḱኢߚ߈ࠅ

⒖േ೙㒢ߥߒ

8(30.8)

48(46.6)

㧔࡜ࡦࠢ J,A-1 ,A-2㧕

⒖േ೙㒢޽ࠅ

18(69.2)

55(53.4)

ኢߚ߈ࠅ⒖േ೙㒢ߥߒ

13(37.1)

229(53.1)

㧔࡜ࡦࠢ B-1,B-2,C-1,C-2㧕

⒖േ೙㒢޽ࠅ

22(62.9)

202(46.9)

੐᡿㒐ᱛ╷ߥߒ

⒖േ೙㒢ߥߒ

7(25.9)

171(45.7)⒖േ೙㒢޽ࠅ

20(74.1)

203(54.3)⒖േ೙㒢ߥߒ

14(41.2)

106(66.3)⒖േ೙㒢޽ࠅ

20(58.8)

54(33.8)

੐᡿㒐ᱛ╷޽ࠅ

***p<0.001, **p<0.01, *p<0.05⴫ 10 వⴕ⎇ⓥߦ߅ߌࠆォୟ⠪ߩഀว
⪺⠪㧔ᐕ㧕
⺞ᩏᦼ㑆
ኻ⽎⠪ᢙ
ᐔဋᐕ㦂
Robbins㧔1989㧕31)
1 ᐕ㑆
704
88.0
32)
Gross㧔1990㧕
1 ᐕ㑆
178
81.9
2 ᐕ㑆
㋈ᧁࠄ㧔1992㧕33)
181
76.4
౗᧻ࠄ㧔1993㧕34)
3 ߆᦬
240
81.5
－ 63 －㊄᧛ࠄ㧔1999㧕15)
6 ߆᦬
110
82.3
3 ߆᦬
ᴧᴛࠄ㧔2001㧕16)
203
83.0
35)

ォୟ޽ࠅ

ォୟ⠪ߩഀว㧔%㧕
53
16.3
35.4
26.7
54.5
22.2

ǿ2

P

2.118

0.146

3.315

0.069

3.998
7.472

0.046
*
0.006
**

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

4．考察

生自体を防止するために用いられる「センサーの使用」

本調査における対象者の 3 か月間の転倒者率はや「見守りの強化」の事故防止策とは目的が異なるも10.3%であり，高齢者関連施設における転倒者率につのである．調整オッズ比においても，「見守りの強化」

では 16.3%から 54.5%とが 2.142 倍，「センサーの使用」が 2.726 倍であるのに幅広く分布しているが，本調査の結果はもっとも低い

対して，「マットの使用」が 8.623 倍と 4 倍近くも調整割合であった．しかし，各先行研究は転倒の調査方法

オッズ比が高くなっていることから，事前防止策を用や調査期間，対象者の性別，年齢構成，ADL などがいることにより転倒の危険性は低下することが明らか異なるため単純な比較はできないが，近年の介護老人になった．

いては先行研究15,16,31,32,33,34,35,36）

また「センサーとマットの使用」「センサーとマッ

福祉施設の転倒防止の取り組みが活発に行われるようトの使用と見守りの強化」の複数の事故防止策の併用になってきた結果であると考えられる（表 10）．
その一方で調査期間中に転倒者の 23.0%が 2 回以上についての調整オッズ比が高くなっていることからも，の転倒を経験していたことから，転倒者に対するさらより転倒の危険性の高い利用者へのアセスメントにつなる転倒防止に対する取り組みの検討が必要であるといては，サービス提供において利用者の転倒の危険性考えられた．

に対するアセスメントが有効に機能していることが示

1）事故防止策による転倒の危険性

唆され，カンファレンスを通して事故防止策が検討・

ロジスティック回帰分析の結果において「事故防止導入されていることが実証されたものであると考えら策の有無」に有意差があり，モデルとして抽出された．

れる．

具体的な事故防止策としては「見守りの強化」「マッ2）身体拘束や移動制限と転倒の危険性

トの使用」「センサーの使用」「センサーとマットの使

本研究の結果から身体拘束や移動制限をしないこと用」「センサーとマットの使用と見守りの強化」に有により転倒の危険性は高くなるが，適切な事故防止策

意差がみられた．調整オッズ比は「事故防止策なし」

を活用することにより転倒の発生割合を抑えることがと比べて「センサーとマットの使用と見守りの強化」

できることが実証された．「身体拘束」に関しては青が 15.904 倍，「センサーとマットの使用」が 10.649 倍，

木ら 37） の先行研究において利用者に精神的な影響を「マットの使用」が 8.623 倍，「センサーの使用」が 2.726

与えることが指摘されているが，介護老人福祉施設の倍，「見守りの強化」が 2.142 倍であり，「マットの使用」

現状では指定介護老人福祉施設，指定介護療養型施設

等の運営基準において身体拘束の原則禁止の規定がさまたは「センサーとマットの使用」と「センサーとマッ⴫ 9 ォୟߩ᦭ήߣᣉ⸳ౝߩ⒖േ೙㒢ߣ㓚ኂ㜞㦂⠪ߩᣣᏱ↢ᵴ⥄┙ᐲ࡮੐᡿㒐ᱛ╷ߩ᦭ήߩ㑐ㅪᕈ
㨚㧩595
トの使用と見守りの強化」のマットが事故防止策として併用されている利用者の調整オッズ比が高いことが㓚ኂ㜞㦂⠪ߩᣣᏱ↢ᵴ⥄┙ᐲ

示唆された．

⥄┙࡮Ḱኢߚ߈ࠅ

ੱᢙ
ੱᢙ
ǿ
(%)
(%)
の利用者は全体の 0.8%であった．
「身体拘束」と「転2⒖േ೙㒢ߥߒ

8(30.8)

48(46.6)

22.118
倒の有無」に関しては，χ
検定とロジスティック回⒖േ೙㒢޽ࠅ
18(69.2)
55(53.4)

㧔࡜ࡦࠢ J,A-1 ,A-2㧕

ኢߚ߈ࠅ
この事故防止策として用いられている「見守りの強

P
0.146

⒖േ೙㒢ߥߒ
13(37.1)
229(53.1)
帰分析のいずれの結果においても有意な差は見られず，
3.315
0.069
22
(62.9)
202(46.9)

㧔࡜ࡦࠢ B-1,B-2,C-1,C-2㧕

⒖േ೙㒢޽ࠅ

੐᡿㒐ᱛ╷ߥߒ

⒖േ೙㒢ߥߒ

7(25.9)
171(45.7)
3.998
事故防止の取り組みが行われており，利用者の尊厳に⒖േ೙㒢޽ࠅ
20(74.1)
203(54.3)0.046

੐᡿㒐ᱛ╷޽ࠅ

⒖േ೙㒢ߥߒ
14(41.2)
106(66.3)
配慮されたケアが提供されている現状が明らかになっ
7.472⒖േ೙㒢޽ࠅ
20(58.8)
54(33.8)

0.006

化」と「センサーの使用」に関しては転倒の発生を事੐᡿㒐ᱛ╷ߩ᦭ή

れており，本調査の結果においても「身体拘束あり」
ᣉ⸳ౝߩ⒖േ೙㒢ߩ᦭ή
ォୟ޽ࠅ
ォୟߥߒ

前に防止するために用いられている事前防止策であるのに対して，「マットの使用」に関しては転倒発生後の傷害軽減のための事故防止策であるため，転倒の発***p<0.001, **p<0.01, *p<0.05

介護老人福祉施設においては「身体拘束」を行わない

た．

⴫ 10 వⴕ⎇ⓥߦ߅ߌࠆォୟ⠪ߩഀว
⪺⠪㧔ᐕ㧕
⺞ᩏᦼ㑆
ኻ⽎⠪ᢙ
31)
Robbins㧔1989㧕
1 ᐕ㑆
704
Gross㧔1990㧕32)
1 ᐕ㑆
178
33)
2 ᐕ㑆
㋈ᧁࠄ㧔1992㧕
181
౗᧻ࠄ㧔1993㧕34)
3 ߆᦬
240㊄᧛ࠄ㧔1999㧕15)
6 ߆᦬
110
16)
3 ߆᦬
ᴧᴛࠄ㧔2001㧕
203
ችᧄࠄ㧔2003㧕35)
1 ᐕ㑆
155
2 ᐕ㑆
ᚭ↰ࠄ㧔2003㧕36)
89－ 64 －

ᐔဋᐕ㦂
88.0
81.9
76.4
81.5
82.3
83.0
77.4
78.0

ォୟ⠪ߩഀว㧔%㧕
53
16.3
35.4
26.7
54.5
22.2
22.6
40.5

*
**

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017「施設内の移動制限の有無」に関しては「制限なし」

を用いることにより活動範囲を広げ，さらに転倒に対の利用者が 50.1%，「制限あり」の利用者が 49.9%とほする安全の確保をすることは可能である．

3）外出の頻度と転倒の危険性

ぼ同数であり，「転倒の有無」と「施設内の移動制限
2の有無」の関連性についてχ 検定において有意な差

外出の頻度と転倒の危険性についてはχ 2 検定とロが見られ，「制限あり」の利用者の「転倒あり」の割

ジスティック回帰分析の結果有意な差は見られず，さ合が高いことが明らかになった．ロジスティック回帰らに表 9 で示したように「障害高齢者の日常生活自立分析の結果においても有意な差が見られ，具体的な制度」と「事故防止策の有無」との関連性においても有限の範囲としては「同一フロアー内」と「施設の建物

意な差は見られなかった．先行研究において鈴木 23）内」に有意な差が見られた．調整オッズ比は「制限なは「高齢期における転倒は単に骨折のみならず，一度し」の利用者と比較して「同一フロアー内」が 2.333 倍，（あるいは数度）の転倒を経験すると，その後の転倒「施設の建物内」が 3.578 倍転倒の危険性が高くなるとに対する恐怖心から，日常生活動作能力（ADL）を低いう結果であり，移動制限の範囲が広がることで調整下させ，日々の生活空間と活動範囲を狭めてしまう危

オッズ比も高くなることが示唆された．これは先行研

険性が大きく，いわば高齢期の QOL を著しく低下さ究において北川ら

38）が指摘するように介護老人福祉

せ『寝たきり』とさせる可能性も少なくないのである」

施設は「障害老人が生活することを前提として作られと指摘していることから，本調査においても ADL のた介護棟は，手すりの取り付けや段差の解消がなされ不安定な利用者が外出などの活動に参加することによた建物空間」であり転倒の受傷率の低さに影響をしてり転倒の危険性は高まると考えたが，転倒の危険性がいるという示唆とは異なり，施設内であっても移動範

高い利用者であっても適切な事故防止策を用いて外出

囲が広くなることにより転倒の危険性が向上するといの機会が提供されることにより，「外出の頻度」は転うことが示めされ，本調査の対象となった介護老人福

倒発生には影響を与えないことが示唆された．また先

祉施設においては転倒の危険性のある利用者に対して

行研究において河野ら 3） は「安静状態による廃用症

生活空間における移動の制限が行われていることが示

候群や社会的活動の機会の喪失など，のちの生活に多唆された．

大な影響をあたえるおそれがある」と指摘しているが，さらに表 9 で示したようにχ 2 検定を行った結果「障本調査の結果では調査対象者全体の 39.5%の利用者が害高齢者の日常生活自立度」では「施設内の移動制限「障害高齢者の日常生活自立度」のランクに関わらずの有無」と「転倒の有無」の関連性については有意な「月 1 回以上」の外出の機会を得ているというもので差は見られず，「障害高齢者の日常生活自立度」が低あり，介護老人福祉施設においては利用者に対して活く自らの意思で移動ができないために「制限なし」と動範囲を狭めないように配慮が行われ，社会的活動のなるのではなく，利用者の ADL の違いによる「施設機会を喪失することがないようにサービスが提供され内の移動制限の有無」は転倒に影響を与えないことがているものであり，利用者に対する外出の機会を提供示唆された．また「事故防止策の有無」における「施することの重要性を示唆する結果であると考えられる．

設内の移動制限の有無」と「転倒の有無」の関連性に

4）認知症利用者の精神的安定と転倒の危険性

ついて有意差が見られ，「事故防止策なし」の「移動認知症利用者の精神的安定と転倒の関連性について制限あり」で「転倒あり」の利用者の割合が有意に高く，は多くの先行研究 3,12,13,14,15,16,17,18,19） において認知症が及「事故防止策あり」の「移動制限なし」で「転倒なし」

ぼす転倒への危険性が指摘されているが，本調査の分の利用者の割合が有意に高いことから，「施設内の移析の結果ではχ 2 検定とロジスティック回帰分析のい動制限」は転倒の危険性が高い利用者に対して行われずれの結果においても有意な差が見られず，また「認ていることが明らかになった．

知症高齢者の日常生活自立度」と「転倒の有無」にお

この結果は事故防止策を適切に用いることによりいても同様に有意な差は見られず，認知症とその程度

移動制限を行わなくても転倒発生の危険性を抑制する

は転倒に影響を及ぼしていないことが示唆された．しことができることを示唆したものであり，介護老人福

かし認知症高齢者の中で「転倒の有無」と「BPSD の39）

祉施設においては Tinetti et al.

や鈴木

23）

が指摘し

有無」の関連性ではχ 2 検定において有意な差が見らている転倒に対する恐怖心からの活動制限に関しては，

れ，「BPSD あり」の利用者の「転倒あり」の割合が利用者の施設内の移動制限を行わなくても事故防止策

有意に高いことが示された．ロジスティック回帰分析－ 65 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

においても「BPSD の有無」がモデルとして抽出され，度までを検討できていないことは今後の課題となる．

調整オッズ比は「BPSD なし」の利用者よりも 1.666

第 2 に本調査では利用者へのサービスの質と客観的倍転倒の危険性が高くなることが示された．具体的なな QOL として「事故防止策以外の事故防止につなが「BPSD」の行動・心理症状として分析を行った結果

る取り組み」である「外出の頻度」と「施設内の移動「昼夜の逆転がある」と「『家に帰る』等と言い落ち着制限」を調査項目に設定したが，あくまでも QOL にきがない」に関して有意な差が見られ，調整オッズ比

対する客観的な測定であり，この取り組みがすべて

は「BPSD なし」の利用者と比べて「昼夜の逆転があの利用者の QOL に影響を与えているとは言い切れなる」が 5.675 倍，「『家に帰る』等と言い落ち着きがない」

い .QOL は各利用者の捉え方にも差があるものであり，が 5.308 倍転倒の危険性が高くなるという結果であり，より個別性の高いものであると考えられ，先行研究に「BPSD」による行動や心理症状が転倒発生に影響を与おいても主観的健康感の尺度を用いて転倒との関連性

えていることが実証された．

を検証した調査 36） も見られたが，本調査の結果でもこの「BPSD」の出現に関しては林谷ら 40）は「BPSD

みられたように介護老人福祉施設は認知症を有する利は，認知症疾患と高齢者本人の素因（生来の性格など

用者の割合が高いことからも前向き調査において直接個人の特性）に環境の変化やストレス，不安・焦燥

利用者から主観的 QOL のデータを収集することは困感や疎外感などが加わった結果に生じる症状でもあり，難であり，調査の限界として捉え，客観的な QOL と個別性が高く介護者を含めた環境の影響を受けやすして測定可能な方法を検討していく必要がある．

い」と指摘している．また浪花ら

41）

は生活の安定性（安第 3 に事故防止の取り組みとしてヒッププロテク

心・安全・安住）を形成するための支援として「介護ターの装着やリハビリテーションは転倒・骨折の防職員が入所者個々とのかかわりを通して個別性にあっ止に有効であるとする先行研究 23,42,43,44）も見られたが，た援助を包括的に行い，本人の言動の背景にある心理本調査対象施設においてはヒッププロテクターを用的ニーズをくみ取った適切で基本的なケアを行うこと

いた取り組みは行われておらず，さらにリハビリテー

が，入居者の精神症状や行動障害といった BPSD の減ションに関しても施設における個別機能訓練加算を基少に直接に影響をあたえる」と指摘している．さらに準に「参加」としたが，具体的なリハビリテーション「『BPSD の減少』が『生活の安定性（安心・安全・安プログラムまでの詳細の検討を行うことができなかっ住）』に影響を及ぼしたことは，徘徊，不穏，幻覚といったことも今後の課題となる .

た BPSD が減少することにより，認知症高齢者の心理的な安心や身体的安全が確保されるということを示唆文献しており，質の高い『ケア技術』を提供できれば，『BPSD

1）全国社会福祉施設経営者協議会 .「福祉施設におの減少』および『生活の安定性（安心・安全・安住）』

けるリスクマネジメントのあり方に関する検討委にも高い効果をもたらすことが可能である」と示唆している．以上のことからも，「BPSD」の症状が見られる利用者で，特に「昼夜の逆転がある」や「『家に帰る』

員会；検討状況報告」.2001
2）永和良之輔 , 介護事故の現状と問題点 . 佛教大学
社会福祉学部論集 .2011:7,39-56.

等と言い落ち着きがない」という心理症状の不穏を伴3）河野禎之 , 山中克夫 , 松田修他 : 短期前向き調査にう利用者に対する支援の在り方と転倒の危険性をサーよる高齢者介護施設における転倒・転落事故の状

ビス提供者は再度認識しサービスを検討することが必況および背景要因に関する事例研究 . 日本認知症要である．

ケア学会誌 2007; 6（1）,59-68

5）本調査の限界

4）堀米史一 . 介護老人福祉施設における介護事故に

本調査の限界として 3 点が挙げられる．第 1 に介
護老人福祉施設 7 施設の入所者 595 名を対象として 3

関するリスクマネジメントの質的研究 . 社会医学研究 .2016;33（1）, 71-82.

か月間の調査を実施したが，そのうち転倒者は 61 名，

5）Hausdorff J. M., Rios D. A., & Edelberg H. K. Gait

転倒の発生件数は 83 件であり転倒件数の蓄積が十分

Variability and Fall Risk in Community-livingにできたとは言えない．そのため分析方法として介護

Older Adults, A 1-Year Prospective Study. Arch

事故とインシデントを区別せずに「転倒の有無」とし

phys Med Rehabil, 2001; 82（8）, 1050-1056.

て変数を処理したため，発生要因による転倒への影響

6）Rubenstein L. Z., Josephson K. R., & Robbins A.

－ 66 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

S. Falls in the nursing home. Ann Intern Med,

19）坂本望 , 森山秀樹 , 今北英高他 . 介護老人保健施設

1994; 121（6）, 442-451.

痴呆専門棟における転倒の危険因子 , 日本職業・

7）Oliver D., Daly F., Martin F.C., & McMurdo M. E.

災害医学会誌 . 2004; 52（3）, 161-165.

T. Risk factors and risk assessment tools for falls20）橋本久子 . 介護福祉におけるリスクマネージメン

in hospital in-patients, a systematic review. Age

トの研究 , 介護老人保健施設の実態調査をもとに ,and Ageing, 2004; 33（2）, 122-130.

第一福祉大学紀要 2004; 創刊号 , 75-85.

8）Day L., Fildes B., Gordon I., Fitzharris M., Flamer21）稲葉央子 , 石丸雄二 , 田村義之他 . 高齢者せん妄にH., & Lord S. Randomised factorial trial of falls

おける環境調整と事故防止 , 老年精神医学雑誌 .

prevention among older people living

2006; 17（6）, 644-652.

in theirown homes. BMJ, 2002; 325（20）, 1-6.

22）新野直明 , 中村健一 . 老人ホームにおける高齢者

9）鈴木みずえ , 山田紀代美 , 高橋秀人他 . 高齢者の転の転倒調査 , 転倒の発生状況と関連要因 , 日本老倒状況と転倒後の身体的変化に関する調査研究 ,日本看護科学会誌 . 1993; 13（2）, 10-19.

年医学会雑誌 . 1996; 33（1）, 12-16.
23） 鈴 木 隆 雄 . 転 倒 の 疫 学 , 日 本 老 年 医 学 会 雑 誌 .

10）Tinetti M. E., & Williams C. S. Falls, injuries due

2003; 40, 85-94.

to falls, and the risk of admission to a nursing24）長田久雄 , 鈴木貴子 , 高田和子他 . 高齢者の社会

home, The New England Journal of Medicine.

的活動と関連要因 , シルバー人材センターおよび

1997; 337（18）, 1279-1284.

老人クラブの登録者を対象として , 日本公衆衛生

11）松井典子 , 須貝佑一 . わが国における施設高齢者の転倒事故に関する文献的検討 , 老年精神医学雑誌 .

雑誌 . 2010; 57（4）, 279-290.
25）新野直明 , 小坂井留美 , 江藤真紀 . 在宅高齢者に

2006; 17（1）, 65-74.

お け る 転 倒 の 疫 学 , 日 本 老 年 医 学 会 . 2003; 40,12）堀米史一 . 高齢者の転倒・転落とリスクマネジメ
ント , 上智社会福祉専門学校紀要 . 2010; 5, 3-7.

484-486.
26）堀米史一 . 高齢者福祉施設における利用者のリス

13）平松知子 , 泉キヨ子 . 入院高齢者の転倒の要因にクとリスク要因の調査研究 , 社会医学研究 . 2010;

関する検討 , 転倒の有無別にみた ADL・重心動
揺の 1 年間の変化 , 金沢大学医療技術短期大学部

27（2）, 53-60.
27）河野禎之 , 山中克夫 . 施設入所高齢者における転紀要 . 1995; 19, 127-129.

倒・転落事故の発生状況に関する調査研究 , 老年

14）北川公子 , 竹田惠子 , 池田真由美他 . 特別養護老人ホームにおける痴呆性老人の転倒 , 北海道医療大社会科学 . 2012; 34（1）, 3-15.
28）堀米史一 . 高齢者福祉施設における利用者の介護

学看護福祉学部紀要 . 1995; 2, 43-49.

事故要因に関する研究 , 上智社会福祉専門学校紀

15）金村尚彦 , 小林隆司 , 峯松亮ほか . 痴呆高齢者の転要 . 2011; 6, 13-19.

倒状況と関連要因 , 日本災害医学会会誌 . 1999; 47

29）Heinrich H. W.

（12）, 780-786.

INDUSTRIAL ACCIDENTPREVENTION. 5th ed. McGraw-Hill, New York,16）沼沢さとみ , 佐藤幸子 , 井上京子他 . 老人施設における高齢者の転倒要因に関する検討 , 山形保健医

1980: 23-24.
30）
Gibson M. J., Andres R. O., Isaacs B., Radebaugh T.,

療研究 . 2001; 4, 11-19.

& Petersen J. W. The prevention of falls in later17）宮本満寛 , 金田明子 , 竹中紀美乃他 . 重度痴呆性老life, A report of the Kellogg International Work

人における転倒予測 , 日本看護学会論文集 . 2002;

Group on the prevention of falls by the Elderly.

33, 45-47.

DANISH MEDICAL BULLETIN, 1987; 34,

18）Doorn C.V., Gruber-Baldini A. L., Zimmerman

Gerontology Special Supplement Series Number

S., Hebel J. R , Port C. L , Baumgarten M., et al.

Four, 1-24.

Dementia as a Risk Factor for Falls and Fall

31）Robbins A. S., Rubenstein L. Z., Josephson K.R.,

Injuries Among Nursing Home Residents. THE

Schulman B.L., Osterweil D., & Fine G. Predictors

AMERICAN GERIATRICS SOCIETY. 2003; 51

of Falls Among Elderly People, Results of Two（9）, 1213-1218.

Population ‐ Based Studies. Arch Intern Med,

－ 67 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

1989; 149, 1628-1633.

A Cluster Randomized Trial. ANNALS OF

32）Gross Y. T., Shimamoto Y., Rose C. L, & FrankINTERNAL MEDICINE. 2002; 136 （10）,

B. Why Do They Fall? Monitoring risk factors
in Nursing homes. Journal of Gerontological733-741.
44）Moreland J., Richardson J., Chan D. H., O'Neill J.,

Nursing, 1990; 16（6）, 20-25.

Bellissimo A., Grum R. M., et al. Evidence-Based33）鈴木みずえ・江口清・岡村カルロス竹男・嶋津祐子・

Guidelines for the Secondary Prevention of Falls

高橋秀人・加納克己ほか . 高齢者の転倒経験に関in Older Adults. GERONTOLOGY. 2003; 49,

する調査研究；養護老人ホームの居住者を対象と93-116.

して , 日本公衆衛生雑誌 .1992; 39（12）, 927-940.
34）兼松美紀・三宅正恵・河上敬介 . 豊明老人保健施
設での転倒事故状況の調査研究 , 名古屋大学医療技術短期大学部紀要 . 1993; 5, 111-116.
35）宮本満寛・金田明子・竹中紀美乃・越後雅子 . 重
度痴呆性老人における転倒予測 , 日本看護学会論文集 .2002;33, 45-47.
36）戸田武範 , 池川公章 , 田辺裕久他 . 老人病院入院患者における転倒発生状況と関連要因について（第 1 報）, 高知市医師会医学雑誌 . 2003; 8（1）,51-55.
37）青木英治 , 田頭勝之 , 森下佳代他 . ヒヤリハット
経験者の特性と身体拘束廃止がヒヤリハット事例に及ぼす影響について , 老年社会科学 . 2002; 24,200.
38）北川公子 , 竹田惠子 , 池田真由美他 . 特別養護老人ホームにおける痴呆性老人の転倒 , 北海道医療大学看護福祉学部紀要 . 1995; 2, 43-49.
39）Tinetti M. E., & Williams C. S. Falls, injuries due
to falls, and the risk of admission to a nursing
home. The New England Journal of Medicine.
1997; 337（18）, 1279-1284.
40）林谷啓美 , 田中諭 . 認知症高齢者の行動・心理症
状（BPSD）に対する支援のあり方 , 園田学園女子大学論文集 . 2014; 48, 105-112.
41）浪花美穂子 , 横山正博 . 認知症高齢者のグループ
ホームにおける「なじみの環境」形成の影響に関する検討 , 日本認知症ケア学会誌 . 2012; 11（2）,529-543.
42）Close J., Ellis M., Hooper R., Glucksman E.,
Jackson S., & Swift C. Prevention of falls in
the elderly trial （PROFET） , a randomised
controlled trial. THE LANCET. 1999; 353, 93-97.
43）Jansen J., Lundin-Olsson L., Nyberg L., &Gustafson Y. Fall and Injury Prevention in Older
People Living in Residential Care Facilities;－ 68 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

原著

地域包括支援センター専門職による認知症が疑われる高齢者への受診援助の実践
Consultation Assistance by Regional Comprehensive Support Center
Specialists for Elderly People Suspected of Having Dementia
杉山京 1）、2）、広瀬美千代 3）、竹本与志人 4）
Kei Sugiyama1),2）, Michiyo Hirose3）, Yoshihito Takemoto4）
1）岡山県立大学大学院保健福祉学研究科2）日本学術振興会特別研究員 DC1
3）関西福祉科学大学社会福祉学部
4）岡山県立大学保健福祉学部
1）Graduate School of Health and Welfare Science, Okayama Prefectural University2）Research Fellow of Japan Society for the Promotion of Science DC13）Faculty of Social Welfare, Kansai University of Welfare Science4）Faculty of Health and Welfare Science, Okayama Prefectural University

抄録
本研究の目的は、地域包括支援センターの専門職による認知症が疑われる高齢者への受診援助の実践内容を明らかにすることである。
研究方法として、地域包括支援センターの専門職 13 人に対して、一人当たり 60 分程度の半構造化したインタビューを実施した。また収集されたデータについては、定性的な分析手法により検討を行った。
分析の結果、地域包括支援センターの専門職による受診援助は【様々なネットワークからの発信の把握】【信頼関係の構築に向けた絶え間ない努力】【本人の生活不適応に関する多面的な状況確認】【初期介入】【受診に向けた提案や説明】【ネットワークを活用した専門医への受診促進】【支援体制の構築による生活状況の肯定的変化】のプロセ
スで実践されていた。
結論として、地域包括支援センターの専門職は「鑑別診断ならびに治療の実現」のみならず、診断後の安心した生活の実現に向けた「家族関係の再構築」を意識し、家族への介入を実践している姿が映し出された。

AbstractObjective: In this study, we used an interview survey to qualitatively examine the content of consultation
assistance provided to elderly people suspected of having dementia by regional comprehensive support
center specialists.
Methods: The data from 13 regional comprehensive support center specialists were used for this analysis. The
analysis employs qualitative methods of research such as semi-structured interviews and qualitative coding.
We carried out the interview per a specialist for 60 minutes.
Results: The results indicated that the following processes pertaining to consultation assistance provided
by specialists;“grasp the dispatch from various networks”,“challenge to build lasting interpersonal
relationships of trust”,“multilaterally confirming the status of patient lifestyle maladjustment”,“earlyintervention”,“proposals and explanations for consultation”,“consultations with specialist physicians byutilizing networks”, and“positive changes in living situation by building support systems”.
Conclusions :This study showed that regional comprehensive support center specialists not only“achievedifferential diagnosis and treatment”but also perform interventions aiming at“rebuilding patients’relationship with their families”to achieve a stable lifestyle after diagnosis.
キーワード：認知症、地域包括支援センター、受診援助
Keyword：Dementia, Regional comprehensive support center, Assistance for consultations regarding differential
diagnosis－ 69 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

Ⅰ．緒言ない。しかしその一方で、包括の専門職は本人やそのわが国におけるの認知症有病者数は、認知症予備軍

家族への援助、かかりつけ医や専門医療機関との連携といわれる軽度認知障害の有病者数を含めると約 862が十全に実践できていないといった報告 14、15、16、17）や、万人に達すると推計されている 1）。好発年齢層である

これら受診援助に難渋しているといった現状も確認さ

高齢者人口の増加と認知症有病率の上昇に伴い、認知れている 18）。
このような背景から、包括の専門職による本人の鑑症高齢者数は今後もますます増加することが避けら
2）れない事態となっている 。このような状況下、従来

別診断に向けた受診援助を円滑に進めるための研修内の認知症対策は重篤化した認知症に対応する介護サー

容の企画立案ならびに社会環境資源等の整備に有用なビスを中心に展開されてきたが、近年では認知症の発資料を得るため、彼らの援助を円滑にするための方法

症初期段階における鑑別診断や症状への対応なども重論を明示することが求められる。しかしながら、現状要視され、認知症の行動・心理症状等といった危機状として包括の専門職が本人らの多様化するニーズに対況への事後的対応から、危機状況の発生予防を目的と応すべく、難渋しつつも工夫を凝らして実践している

した早期・事前的対応に重点が置かれるようになった。

受診援助の具体的な内容について言及した研究はほと

また具体策として、2012 年には認知症施策推進 5 か年

んどない。粟田ら 14）や杉山ら 15、16、17）による実態調査

計画が、2015 年には認知症施策推進総合戦略が公表

での項目は、その作成過程を確認すると特定の対象者

されると、全国の市町村において認知症初期集中支援への援助内容に限られ、多岐にわたる援助内容についチームの設置や認知症の早期診断等を担う医療機関のて十分な検討できているとは言い切れない。
そこで本研究では、包括の専門職による本人に対す増設といった整備が現在進められるようになった。
認知症の早期・事前的対応の中でも、特に認知症かる適切な受診援助の実践に寄与するための資料を得る

否かの早期鑑別に向けた「受診」が重要視されている。

ことを目的に、彼らによる受診援助の具体的内容とそ

わが国においてはアリセプトをはじめとする 4 種の認のプロセスを明らかにすることとした。

知症進行遅延薬が承認されているが、このような適切な医療と介護を早期の段階から併せて行うことにより、

Ⅱ．方法
1．調査対象と方法

3、4）「介護者の介護負担の軽減」、「認知症高齢者とそ

5、6、7）の家族の QOL の向上」
8、9）

的負担の軽減」「医療・介護に係る経済などが期待できることが報告され本研究における調査対象者は、包括に勤務する社
会福祉士、保健師または地域経験のある看護師（以下、ている。しかしながら従来の早期受診は、認知症が疑保健師等）、主任介護支援専門員、認知症地域支援推

われる高齢者（以下、本人）や家族の気づきに依拠す

進員等の専門職である。調査対象者の選定には縁故法る面が根強い傾向にあり、「認知症」や「精神科医療」を採用した。本研究目的に則り、調査時点より過去 1

に対する偏見などから、発症初期段階においては自ら年以内に認知症の鑑別診断等に向けた受診援助を実践の力による受診が難しいことが報告されており 10、11）、した経験した専門職をその条件とし、大阪府、岡山県、受診に至る際には認知症症状が重篤化していることが広島県、鳥取県、山口県内に設置されている 10 センター

少なくない状況である。そのため、本人の受診を可能

より、13 人（社会福祉士 2 人、保健師等 5 人、主任介にするためには、受診を促す第三者や専門職による介護支援専門員 4 人、認知症地域支援推進員 1 人、その入が望まれるところである

12）。

上記のような現状を踏まえ、竹本ら

他 1 人）にインタビュー調査を実施した。調査は 1 回
13）

は先行研究

ずつ（1 回当たり約 1 時間）、半構造化面接法による調や調査報告書などを参考に、当事者を主体とした「専査対象者 1 人、調査実施者 2 人の個別インタビューを門職・非専門職による認知症の早期受診に向けた連携行った。インタビューは調査対象者の承諾の上、そのモデル」を理論構築した。本モデルにおいて、地域包語りを IC レコーダーに録音した。またインタビュー

括支援センター（以下、包括）は本人の受診における前に、調査対象者の基本属性等（性別・年齢・保有資中核として機能することが期待されている。包括の専格・現在の包括での勤務歴（以下、包括勤務歴）・保門職は、本人やその家族といった当事者を医療機関な

健医療福祉専門職としての従事歴（以下、専門職歴））

どの「専門機関」へつなぐ位置にあり、彼らの援助のについて、別途フェイスシートへの記入を求めた。

如何によって、受診の成否が左右される可能性が否め－ 70 －

インタビューにおける調査内容を「過去に実践した

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017『円滑に医療機関への受診につながった事例』『医療機さらに、データ分析の結果は、臨床経験の長い包括に関への受診につなげることが難しかった事例』におけ勤務する社会福祉士と認知症疾患医療センターで受診る援助内容」等とし、その内容について自由に語って援助に従事した経験を有する精神保健福祉士、当該分

もらえるように促した。

野における研究者らとともに検討し、承認を得ること

調査期間は 2015 年 9 月から同年 12 月であった。

により、分析結果の妥当性を担保した。

2．分析手続き
3．倫理的配慮

各包括の専門職のインタビュー内容すべての逐語録を作成したうえで熟読し、特に本研究で扱う円滑に鑑調査への協力の可否は、調査対象者による自由意

別診断等に至るための受診援助を実践していたと考え

思（任意）とした。また、調査協力の辞退（拒否）にられる 7 人を分析対象者として選定した。本研究ではよって何ら不利益も生じないこと、いつでも回答を中認知症の鑑別診断等に向けた受診援助を「包括の専門

断（辞退）できること等を書面ならびに口頭にて説明

職が本人を発見してから、実際に医療機関へ受診するした上で、調査参加への同意書を交わした。また本論までの一連の援助」と定義し、以下の手続きによる分文では、個人が限定されるような発言内容や方言等を析を行った。

伏せる、もしくは意味内容が変わらない程度に適宜置

まず、対象者の語り全体の逐語録を熟読し、鑑別診断等の実現に向けた「本人や家族に対する直接援助」

き換えることにより、調査対象者が特定できないように配慮した。

「医療機関との連携といった間接援助」等に関する援

なお、本研究は岡山県立大学倫理委員会に申請し、助内容を表している箇所を抽出し、その特徴的な語り2015 年 7 月 27 日に審査・承認を受けて実施した（受や文言を集約しカテゴリーを生成した。次いで、各カ

付番号：488）。

テゴリーの共通部分を見出した上でコア・カテゴリーを抽出し、生成・抽出された各カテゴリーとコア・カ

Ⅲ．結果

テゴリーを基に、包括の専門職による鑑別診断等に向1．分析対象者の基本属性等

けた受診援助の内容とそのプロセスについて検証した。

分析対象者とした 7 人（社会福祉士 1 人、保健師等

分析では、着目したデータの部分からカテゴリー

2 人、主任介護支援専門員 3 人、その他 1 人）の基本を生成し、調査対象者の意図することをくみ取りなが属性ならびにインタビュー実施時間は、表 1 に示すと

ら、語りのデータに対する十分な解釈を行った。また、おりである。性別はすべて女性であり、年齢は 30 歳

解釈の可能性をデータで確認する作業を繰り返すなど、代が 1 人、40 歳代が 2 人、50 歳代が 3 人、60 歳代がデータ解釈の厳密性とその妥当性の要請に応えた 19）。

1 人であった。また包括勤務歴は平均 6 年 2 か月であり、⴫㪈䇭ಽᨆኻ⽎⠪䈱ዻᕈ
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社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

7 人が勤務する 6 包括の運営主体は、「市町村による直に向けた提案や説明】【ネットワークを活用した専門営型」が 4 か所、「社会福祉法人による委託型」が 1 か所、医への受診促進】【支援体制の構築による生活状況の「医療法人による委託型」が 1 か所であった。

肯定的変化】のコア・カテゴリーが抽出された（【 】

2．受診援助の実践内容とプロセス

はコア・カテゴリーを示す）（表 2）。またそのプロセ包括の専門職 7 人が過去に実践した受診援助の事例

スは【様々なネットワークからの発信を把握】→【信に基づき、各分析対象者による重要な受診援助の実践

頼関係の構築に向けた絶え間ない努力】→【本人の生内容を示すであろう語りを中心に分析を行った。

活不適応に関する多面的な状況確認】→【初期介入】

その結果、包括の専門職による受診援助の内容につ→【受診に向けた提案や説明】→【ネットワークを活いては、【様々なネットワークからの発信を把握】【信用した専門医への受診促進】→【支援体制の構築によ

頼関係の構築に向けた絶え間ない努力】【本人の生活

る生活状況の肯定的変化】の順に展開し、援助が実践

不適応に関する多面的な状況確認】【初期介入】【受診されていくことが推測された（図 1）。以下は、各段階

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社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017における援助内容を示している（カテゴリーは≪ ≫、様々な情報を収集し、その評価をとおして、本人の分析対象者による語りは［ ］で表記）。

生活不適応に起因する要因を明らかにする過程であ【様々なネットワークからの発信を把握】は、≪イる。≪直接な本人の生活状況の把握≫は、≪在宅でのンフォーマルなネットワークからの発信を把握≫と≪生活状況の把握≫や≪認知症様症状の確認≫により行

フォーマルなネットワークからの発信を把握≫によっわれていた。具体的には［アルコール依存症になってて、地域に潜在する本人を発見することである。≪

いたようで、食事もまともに食べてない、家のこともインフォーマルなネットワークからの発信を把握≫

お掃除できてない、ゴミの山という感じだった（G 氏）］

は、［民生委員さんから、家に閉じこもって、何も地のように、≪在宅での生活状況の把握≫をとおして、域の活動に出られないお一人暮らしの方がいると相談

本人の生活課題は生活環境である在宅内で発見されるがあった（L 氏）］に代表される≪地域からの相談をケースが少なくなかった。また I 氏の事例では本人の受理≫や、［ゴミ屋敷状態になっている（G 氏）］［ガ

病識が低かったが、本人の自覚症状や生活実態から≪ソリンスタンドで訳の分からないことを言っている（I認知症様症状の確認≫がなされていた。

氏）］のような≪地域の生活不安からの通報を受理≫

また≪本人を取り巻く様々な人からの情報収集≫は、により行われていた。また≪フォーマルなネットワー≪家族からの情報収集≫や≪専門職からの情報収集≫

クからの発信を把握≫は、［医療機関の看護師から『服から行われていた。分析対象者が提示した事例におけ装がおかしい』『受診に来ない』『服薬していない』とる≪家族からの情報収集≫では、本実践により本人のいった受診時における異変について連絡を受けた（H

生活状況を把握することは叶わなかったものの、［ご氏、J 氏）］からうかがわれるように、≪専門職からの家族が遠くにいられて、なかなか帰ってこられない場

紹介を受理≫からなされていた。

合には、ご本人さんの様子をなかなか知らないことが【信頼関係の構築に向けた絶え間ない努力】は、下多い（J 氏）］といった生活状況に関する情報収集の過記のカテゴリーに示すような援助をとおして、本人と程で、本人と家族の関係性に関する評価が行われていの間に信頼関係を構築することを目指して、包括の専た。加えて≪専門職からの情報収集≫では、［介護サー門職が試行錯誤する実践の過程である。本人との初回

ビスを通して、家族が知らない時間帯の本人の状態の接触の場面では、［初回訪問は民生委員と、その後は変化に関する情報を収集した（Ｉ氏）］からうかがわ

地域包括支援センターの専門職が単独、大家さんや民れるように、専門職はその専門的見地から本人の状態

生委員とともに（I 氏）］といった≪工夫を凝らした接をより多面的に捉えることが可能であることから、本近≫を試みており、本人との関係構築が形成されてい実践をとおして現病歴・既往歴などの医療情報やそのる人たちを巻き込み、本人に安心感を持たせるよう努

他生活情報などに関する情報収集を行っていた。

めていた。また包括の専門職と本人との間に確かな信【初期介入】では、包括の専門職が【本人の生活不頼を獲得するため、≪繰り返しの訪問による接点づく

適応に関する多面的な状況確認】の結果を踏まえ、そり≫をとおして、本人の状況に応じた関係構築のための軽減・解決に向けた支援内容を検討し、≪一般科診の糸口を模索していた。なお包括の専門職が訪問する

療科への受診≫≪サービス活用による生活不安の軽減

際には、本人に対してその訪問理由を明確にわかりや≫≪家族の再生に向けた介入≫といった実践がなされすく説明するといった≪本人が納得のいく訪問の意味ていた。【本人の生活不適応に関する多面的な状況確づけ≫が行われていた。また、包括の専門職が提示す認】により、「認知症が疑われる」もしくは「その他る≪本人が納得のいく訪問の意味づけ≫とは［『血圧医療的ケアが必要とされる」場合には≪一般診療科へ

どうですか？』などのアプローチから入って、きっかの受診≫が、専門医への受診に先立って介入を要するけを作った（K 氏）］のように、本人の日常生活におと判断された生活課題がある場合には≪サービス活用

ける不安等に配慮した声かけであり、諸問題に対してによる生活不安の軽減≫が行われていた。とりわけ前

誠実的な対応を心掛けながら、継続的な関わりの中で者については、「アルコール依存症を併発」していた

認知症の受診の可能性を模索していた。

事例（G 氏）や［ご本人が体調が悪いと訴えていると【本人の生活不適応に関する多面的な状況確認】との連絡があり、めまいや吐き気、チアノーゼといったは、≪直接な本人の生活状況の把握≫や≪本人を取り内科的な訴えがあったので、内科的な病気が隠れてい巻く様々な人からの情報収集≫から、本人に関するてもいけないので、まずは総合病院へ受診を勧めた（L－ 74 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017氏）］の事例のように、本人が認知症に先立って介入受診を勧めた（J 氏）］のように、≪受診の必要性に関を要する緊急性の高い他の疾患を併発している事例がする説明≫をとおして、専門医への受診によるメリッ

あった。また、包括の専門職のみでは認知症か否かをトの提示していた。

判断することが難しい場合も多いため、医師に鑑別診

また、【信頼関係の構築に向けた絶え間ない努力】断の要否を相談するという観点からも≪一般診療科へによる本人との信頼関係が十分でなく、≪苦悩の状況の受診≫が促されていた。

に応じた受診の提案≫や≪受診の必要性に関する説明

加えて、本人が抱える問題を本人のみで解決するこ≫による援助が十分な功を奏さないこともある。そのとは難しいことから、包括の専門職は家族の問題解決

際には、［ご本人さんと家族が日頃からある程度何でに向けた家族の協力を得るべく、≪家族の再生に向けも言い合える関係性だと、家族から受診を勧めてもらた介入≫が行われていた。この≪家族の再生に向けた

うとスムーズに受診に行くことが多い（K 氏）］や［か介入≫は、介入後の療養生活の継続を念頭とした≪家

かりつけ医にご本人さんの生活状況などの情報をお伝

族の主体性を意識した支援計画の立案≫や≪家族関係

えして、先生から受診を勧めてもらったら、スムーズの再生に向けた介入≫によりなされていた。≪家族のに受診に繋がった（K 氏）］のように、本人が高い信

主体性を意識した支援計画の立案≫では、［包括が最頼を寄せる人を活用し、円滑な受診へと結びつくよう

初から全部やってしまうとご本人さんのことで後々何≪家族からの受診の提案≫や≪かかりつけ医からの受かあったときに、家族がすぐに動いてくれなくなるの診の提案≫が行われていた。

で、最初から何かと家族へを巻き込むようにした（J【ネットワークを活用した専門医への受診促進】は、氏）］のように、援助の初期段階より家族を巻き込ん【受診に向けた提案や説明】により本人の同意が得らだ介入が意図されていた。しかし、L 氏が担当した［遠れた上で行われる、専門医への受診に際して必要とさ

くにいる息子さんが電話をしたり、帰ったりすると、れる援助であり、≪医療機関との情報共有≫と≪同行

ご本人さんが暴言や暴行されたりして、息子さんとのによる受診≫によりなされていた。［精神科病院の診関係が悪くなりつつあった］の事例のように、家族関療予約をソーシャルワーカーを通して行い、ご本人の係が良好でなく、家族による協力が得られにくい場合

自覚症状や受診歴、既往歴などの収集した情報も伝えも少なくない。その際には、［ご本人さんは定期的にた（I 氏）］にあるように、≪医療機関との情報共有

病院受診をしていたので、病院にスポーツドリンクを≫を行い、包括の専門職が有する【本人の生活不適応

冷やしておいて、「息子さんからのプレゼント」「息子に関する多面的な状況確認】によって収集された情報、さんの配慮でね」などとご本人へ息子さんを売り込ん≪一般診療科への受診≫から得られた医師の見地を、だ（L 氏）］のように、適宜≪家族関係の再生に向け

受診前に専門医と共有していた。

た介入≫が行われていた。

また≪同行による受診≫は、≪家族同行による受診【受診に向けた提案や説明】では、≪苦悩の状況に≫もしくは≪包括の専門職同行による受診≫、その両応じた受診の提案≫や≪受診の必要性に関する説明≫、

者によって行われていた。受診時には本人だけでなく、≪工夫を講じた受診の提案≫といった実践から、本人≪家族同行による受診≫を促し、［お一人暮らしの方に対して専門医への受診を促していた。これに際してで、1 回目の時には大家さんが同行したがご本人がとは、包括の専門職が自ら本人に対して≪在宅での生活ても興奮されて受診ができず、2 回目の時には大家さ状況の把握≫≪認知症様症状の確認≫から情報収集しんが一緒に行けないということで、福祉事務所の了解た本人が自覚する脅威を手掛かりに、［ご本人さんがのもと包括の車に乗せて、精神科病院へ受診した（I『頭が悪い、頭悪い』などと言って、不安に感じると氏）］の事例や L 氏の事例のように、本人のインフォー

ころがあったので、頭悪いと言われる部分を専門の先

マルなサポート資源のみで受診させることが難しい場

生にお話を聞きに行きましょうと言って、受診を提案

合には、≪包括の専門職同行による受診≫が行われてした（I 氏）］［『最近、もの忘れが増えたことない？』いた。

などと言って、ご本人さんの自覚症状から受診を勧め【支援体制の構築による生活状況の肯定的変化】でた（J 氏）］といった≪苦悩の状況に応じた受診の提は、【ネットワークを活用した専門医への受診促進】案≫が講じられていた。これに併せて、［長く地域でによる診断結果を踏まえ、本人が希望する生活を可能

住み続けることができるように受診に行きましょうと、な限り実現・維持させることを目的に、≪症状軽減に－ 75 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

よる在宅生活の継続≫や≪協力体制の構築≫が行わ

齢者を見守ることを業務の一つとしており、担当地区れていた。本援助では第一に、［専門医の先生に往診、内における高齢者に関する情報が多く寄せられている。

薬を調整してもらった結果、精神状態も安定して、当インフォーマルなネットワーク資源による≪地域から初、在宅生活の継続も難しいと思われたけれど、継続の相談を受理≫や≪地域の生活不安からの通報を受理できるようになった（H 氏）］のように、原因疾患に≫は、これら業務によるものであると考えられる。と応じて≪症状軽減による在宅生活の継続≫といった本

りわけ前者は、「認知症施策推進 5 か年計画」や「認人の危機状況の改善に向けた援助が行われていた。

知症施策推進総合戦略」で喫緊の対応が求められていまた≪協力体制の構築≫という円滑かつ持続的な本るところの本人の「早期発見」による過程であり、本人の生活を支えるための体制づくりとして、≪スムー

人の身近な家族や地域住民などが日常生活における僅ズなサービスの導入≫や≪家族の協力体制の強化≫がかな変化に気づき、包括へ相談するというものであっなされていた。前者は≪サービス活用による生活不安た。

の軽減≫に共通するものでもあり、≪症状軽減による

その一方で、鹿野ら 10）や安武ら 20）、木村ら 11）はと在宅生活の継続≫による症状軽減のみでは、充足されもに、認知症の発症後の初期段階では家族が「年齢的ない生活課題の軽減・解決に向けた必要な援助計画をなもの忘れである」と判断したり、症状が軽微である

立案、対策を行うことである。後者では、［息子さんことを理由に「家族内で対処しよう」とするといったからも『本人がお金がなくなった、財布がなくなっ意図から、受診が遅延することを報告している。≪地た』と言ってきたなどと、困ったときには包括に連絡

域の生活不安からの通報を受理≫は、受診が遅延した

してきてくれるようになり、ご家族の協力の下で動け

結果、本人が何らかの危機的状況、もしくは認知症様るようになった（L 氏）］のように、基本的には家族症状が重篤化に陥った際に、状況改善を求めて包括にが本人の見守りを行い、緊急時に包括へ援助を求める

相談するというものであった。また G 氏や I 氏が述べといった安定的で、継続可能な援助関係を構築するとた事例のように、認知症症状から派生する本人の行動

いった実践が行われていた。加えて≪家族の協力体制

は、地域内で問題として扱われる出来事を引き起こし、の強化≫では、「家族が身近にいない」もしくは≪家

本人がしばしばその渦中にいることが少なくない。本

族関係の再生に向けた介入≫が困難であり、長期的な実践は、インフォーマルなサポート資源がこのような介入を要することもあることから、包括の専門職が家

事象の非日常性や深刻性、緊急性を見極めた上で、そ族に対して本人の様子の変化を逐次報告するとともに、れが自ら許容できる範囲を超えた場合に、包括へ通報

常に本人への関心を高めるといった取り組みも行われしたものであると考えられる。

ていた。

しかしインフォーマルなネットワーク資源を活用した発見は、生活者としてのインフォーマル・サポート

Ⅳ．考察を提供する側の主観的な判断に依拠するがゆえに、≪本分析の結果、包括の専門職による受診援助は、地地域の生活不安からの通報を受理≫によって発見され域に潜在する本人の『発見』（【様々なネットワークかる本人の割合が依然として高い。また平成 28 年版高らの発信を把握】）と、受診に向けた介入を円滑に進齢者社会白書 21）によると、65 歳以上の高齢者がいめるための『信頼関係の構築』（【信頼関係の構築に向る世帯の約半数が「単独」もしくは「高齢者夫婦のみ」けた絶え間ない努力】）、本人への援助の方向性を策定

世帯となっており、同居家族がいても「家族行動の個するための『アセスメント』（【本人の生活不適応に関別化」が進んだことにより、家族が本人の様子を把握する多面的な状況確認】）、本人の生活状況の改善に向していない場合もあると考えられる。加えて高橋ら 22）

けた『介入』（【初期介入】【受診に向けた提案や説明】や有田ら 23） の研究によると、年齢が高い高齢者ほど【ネットワークを活用した専門医への受診促進】【支援外出頻度が低くなることが報告されており、そもそも体制の構築による生活状況の肯定的変化】）によって本人がインフォーマル・サポートと関わる機会が少な展開されていた。

いため、在宅外へ顕在化するほどの出来事がない限り、

1．地域に潜在する本人の『発見』インフォーマルなネットワークを活用した発見が期待

包括は「包括的支援事業」や「地域包括ケアシス

できない場合もある。一方、江口 24） が実施した調査

テムに関連する事業」を主として、地域で生活する高によると、認知症の好発年齢である 70 歳以上の高齢－ 76 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

者の約 9 割がかかりつけ医を持っており、「要介護等認定の状況」

21）のを鑑みても、本人は日頃より専門職の実践は、受診援助を円滑に進める上で重要であるといえる。

と何らかの関わりを持っていることが少なくないこと

しかし一概に『信頼関係の構築』と述べても、そのが推測される。≪専門職からの紹介を受理≫は、その関係構築は決して容易ではない。K 氏が［誰もいないような現状からフォーマルなネットワーク資源によっ状況での 1 対 1 の関わりになると、時間をかけて説得て発見される実践であり、専門的な知識を有し、日頃して、受診に行くみたいな感じになる］と指摘するよから本人と関わりがある彼らによる認知症兆候の「気うに、包括の専門職が単独で援助に臨む場合には、本づき」と包括への「紹介」は信用性の高い地域からの人が不信感や警戒感を抱くことが多いため、その援助発信であるといえる。

には時間を要する。そのような中で、本人との関係構

上記では、インフォーマルとフォーマルなネット

築が形成されている人たちを巻き込み、接触するとい

ワーク資源による発見方法を示したが、現在に至るまう≪工夫を凝らした接近≫は、本人が一定の安心感をでのわが国における施策の動向上、依然としてイン生み出せるよう配慮した実践であった。その接近には、

フォーマルな資源に依存している現状は否めない。事【様々なネットワークからの発見】による包括への紹

実、中尾ら

25）

は包括の専門職が本人を発見するためのネットワーク構造を定量的研究により明らかにした

介者を手掛かりに、本人の日常生活における状況を把握する者を活用する事例がほとんどであった。

結果、フォーマルな資源は本人から最も遠くに位置しまた≪工夫を凝らした接近≫を介しても、包括の専ていたことを示している。家族や地域住民といったイ

門職の個人に対する信頼を獲得することは難しい。そンフォーマルなネットワークからの発見と、専門職とのため本人からの確かな信頼を獲得すべく、≪繰り返

いったフォーマルなネットワークからの発見の両者は、しの訪問による接点づくり≫を行い、G 氏や L 氏の事

おのおの独立した援助ではないことから、認知症の早例のように「玄関で追い返される関係」から「在宅に期発見の促進のため、今後はフォーマルな資源による入ることのできる関係」へと、何度も訪問を繰り返す

機能を強化する取り組みが必要であることが考えられことで馴染みのある関係を築けるよう努めていた。さた。また実際の援助場面においては、インフォーマル

らにこの際には、≪本人が納得のいく訪問の意味づけなネットワーク資源による情報は、不確かを含んだも≫が行われた。Brammer ら 27）は良好な援助関係の構のも多いことから、双方のサポート資源から情報収集

築における援助者の姿勢として、被援助者に対する援を行い、包括に寄せられる情報の整合性を確認した上助目的の「明確さ」と「開放性と受容の姿勢」が重要で次段階へ向けた援助へ発展させていくことが望まれであると報告しており、本実践は受診援助においても、る。

同様の援助者としての姿勢が包括の専門職に求められ

2．受診援助を促進するための本人との『信頼関係の構築』ているという結果であろう。ただし本段階において包括の専門職が本人に提示する援助目的とは、認知症か

本人はしばしば、他者から見て顕在化している認否かの鑑別診断ための受診提案に限ったものではな知症様症状に対する認識が乏しいことや、認知症かもかった。家族による受診の阻害要因を明らかにした研しれないことを認めたくないなどの思いから、受診を究 11、20） であるが、本人は認知症や精神科医療に関す

勧めようとする包括の専門職による受診援助を抵抗もる偏見が著しいことが報告されており、受診を前提としくは拒否することが見られる

18）。また、そもそもした関係構築はかえって本人の不信感を招く可能性も両者間にそれ以前の接触がなかった場合や、過去の専ある。そのため、第一には本人が抱える日常生活にお門職からの援助への不信感から、本人が包括の専門職

ける不安といった諸問題に対して誠実的な対応を心掛による援助を素直に受け入れることが難しいケースもけながら、継続的な関わりの中で受診に向けた介入を少なくなく、いわゆる援助困難事例になることもあ

模索していた。

3．本人への援助の方向性を策定するための『アる。そのような中、ケースワークの原則をまとめた

セスメント』

Biestek26） は、援助者と被援助者との関係性の如何がケースワーク実践のすべてに影響を与えると指摘して本人の「生活のしづらさ」、言い換えれば「生活不いる。そのため本人との間に良好な信頼関係を構築す

適応の状況」は、様々な要因が相互に交わった上で形るという【信頼関係の構築に向けた絶え間ない努力】成されており、ひとつの解決すべき課題が、いくつか－ 77 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017の要因による負の影響が相互に干渉した結果に生じてまた分析対象者が述べた事例のように、近年においることがほとんどである。このような複数の要因がける家族形態の多様化 21） に伴って、≪家族からの情入り混じる事例への対応に際しては、クライエントに

報収集≫によって十分な情報が得られない場合もある。

関する情報を収集、評価するといった『アセスメント』

加えて、顕在する認知症症状は、時間、場所、状況なが必須となり、解決すべき課題の「仮説の組み立て」

どによって多種多様であることから、本人に関する情と「検証」を繰り返し、当該結果に基づく適切な援助報を有しているであろう専門職より情報を収集するこ内容を検討していくことが求められる

28）。【本人の生とは重要であると考えられる。さらに専門職は、それ活不適応に関する多面的な状況確認】では包括の専門

までの本人への援助に際して上記に示した≪在宅での職が、様々な要因による本人に関する状況を多角的な生活状況の把握≫や≪家族からの情報収集≫といった視点から詳細な『アセスメント』を行うというもので情報収集や自らの介入から、多くの情報を有しているある。これに用いられる情報の収集には、包括の専門可能性が高いと考えられる。『信頼関係の構築』が十職自らが本人から直接的に行うものと、本人を取り巻分でない場合や包括の専門職による接触が短期間の場

くサポート資源から間接的に行うものがあった。

合には、得られる情報は多いとは言い切れないことか≪地域の生活不安からの通報≫や≪専門職からの紹介≫などによる『発見』をとおして包括の専門職に寄ら、≪専門職からの情報収集≫も重要な実践であるといえる。

せられる本人に関する情報は、在宅外での様子に場合

以上に示した≪在宅での生活状況の把握≫≪認知症がほとんどである。しかし、本人の主たる生活環境は様症状の確認≫≪家族からの情報収集≫≪専門職から在宅内であるため、本人の在宅内に関する情報収集がの情報収集≫に関する実践は、それぞれ独立して行わ求められる。実際に J 氏の事例で「本人のアルコールれるのではなく、両者の情報を統合した上で総合的な依存症を発見した」のように、本人には認知症以外に評価が下されていた。≪在宅での生活状況の把握≫≪

も緊急性が高く、深刻な課題が潜在している可能性を認知症様症状の確認≫で得た情報を≪家族からの情報排除できず、その兆候が在宅内から発見されることも収集≫≪専門職からの情報収集≫で確認し、時には≪少なくない。そのため包括の専門職は、直接本人に対家族からの情報収集≫や≪専門職からの情報収集≫でして≪在宅での生活状況の把握≫が必要であった。ま得た情報を≪在宅での生活状況の把握≫≪認知症様症

た本人との接触をとおして行われる≪認知症様症状の状の確認≫によって検証し、情報の信頼性を高めた上確認≫は、専門医への受診の要否を判断する上な手掛で、最適な『アセスメント』を講じていた。さらに『アかりとなり、その自覚症状の程度は【受診に向けた提セスメント』は、次段階の『介入』を決定づける重要案や説明】における本人の動機付けを促進する上で、な実践であり、受診援助の良否を左右する。そのため重要な実践であった。

包括の専門職には、常に『アセスメント』を行い、適さらに木村ら

11）

や安武ら

20）

の研究によると、一般

的に本人にとって最も身近な存在である家族は、受診

宜『介入』に向けた援助方略を検討するいった姿勢が望まれていた。

を決意するまでの過程において「認知症を疑いつつも

4．本人の生活状況の改善に向けた『介入』見過ごす段階」があることが報告されている。これを本人の生活状況の改善に向けた『介入』では、『ア踏まえるならば、家族は本人の生活状況や認知症様症

セスメント』に基づき、本人が希望する継続的な在宅状などに関する情報を有していると考えられること

生活の実現を目的として主に「本人の生活不安の軽減」

から、≪家族からの情報収集≫は有用であると考えら「専門医への受診」「良好な家族関係の構築」に焦点をれる。また≪家族からの情報収集≫は、本人の生活状

当てた実践が展開されていた。
1）「本人の生活不安の軽減」に向けた『介入』況の確認にとどまらず、家族内の関係性の評価にも及んでいた。本人が必要とする援助は、鑑別診断のため認知症は「一度正常に達した認知機能が後天的な脳の受診にとどまらず、受診援助では継続的な援助を念の障害によって持続的に低下し、日常生活や社会生活頭に置いた『アセスメント』が求められる。そのため、に支障をきたすようになった状態」と定義される 29）

本人の療養支援の主たる見守りを行うことが期待されように、本人は認知症を罹患することにより様々な生る家族が、その担い手となり得るか否かを判断するた

活課題を抱えていることが少なくない。また受診援助

め、両者の関係性に関する情報収集が求められていた。

を機会として、認知症以外の要因から派生する重大な－ 78 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

課題が発見されることもある。これらは本人が希望す

同意を得ずして「専門職への受診」を行うことは比較る安定した生活の実現に際して、著しい負の影響を及的容易であるが、本人の意思を軽視した援助は、受診ぼすことから、包括の専門職には生活課題の解決に向援助に展開される援助の実践に著しい負の影響を与えけた介入が求められる。受診援助においては、その「本る可能性が高い。そのため「専門医への受診」に向け

人の生活不安の軽減」に向けた援助は主に二つの時点

た『介入』に際しては、第一に本人の「専門医への受を中心に実践されていた。一時点目は、【初期介入】（≪

診」に対する意欲を高める援助が講じられていた（【受サービス活用による生活不安の軽減≫）である。［金診に向けた提案や説明】）。その中でも、『アセスメント』

銭管理ができなくなって、息子さんへの被害妄想が強により明らかとなった本人が自覚し、脅威を感じていかったので、お金の管理のために自立支援事業のサーるであろう要因を手掛かりに行われる≪苦悩の状況に

ビス利用に繋げようとした（H 氏）］の事例のように、応じた受診の提案≫は、分析対象者に共通して実践さ本人の不安は、それが認知症に起因する「もの盗られれた。この本人との交渉は、本人の危機意識とを高め妄想」であっても、日常生活への混乱といった事象にるとともに、「専門医への受診」によるメリットを提対して強い不安を認知する傾向にある。このような不示すること（≪受診の必要性に関する説明≫）でワー

安の増大が継続する限り、本人は受診に対して冷静なカビリティ 30） を生起させ、良好な結果をもたらして状況判断が難しくなるため、本人にとって脅威となるいた。事実、奥村ら 31） によると、本人らの鑑別診断

生活課題に向けた援助を試みることが求められる。そのための受診理由として「治療や対応方法について知のため、地域包括支援センターの専門職は本人が安心りたかった」「今後のことを相談したかった」と回答

して受診を選択できる環境を整え、「専門医への受診」

した人が 3 から 4 割であったと報告し、本実践は受診に対する動機づけを高めるためにも、本段階における援助を円滑に進める上で有効であると考えられる。そ「本人の生活不安の軽減」に向けた『介入』は必須でれにとどまらず、本人からの高い信頼を得ている人かあると考える。

らも支援を促すように努める（≪家族からの受診の提また二時点目は、当初より明らかであった長期的な案≫≪かかりつけ医からの受診の提案≫）ことで、上支援を要する生活不安への『介入』と「専門医への受記の実践による効果を強化する取り組みも確認された。

診」による鑑別診断の結果を踏まえて行われる『介入』特に≪かかりつけ医からの受診の提案≫といった社会である。H 氏の［病院から処方されたアリセプトなど的地位が高く、医療専門職である医師による受診提案の服薬管理が上手くできるようにケアマネに訪問看護

は、「専門医への受診」の必要性を本人が受け入れやを入れてもらい、かかりつけ医の先生と連絡調整、連すい傾向にあった。そのため、受診援助の初期段階か携を行い、金銭管理のために自立支援事業を導入した］ら≪一般診療科への受診≫を行い、かかりつけ医を巻の事例からうかがわれるように、本人の生活した安定

き込んだ援助を展開することは重要であった。

の実現は「専門医への受診」のみで解決されるものでまた「専門医への受診」による本人の意欲を高めるはない。そのため包括の専門職は、本人の状況に応じことに併せて、包括の専門職には『アセスメント』にて≪スムーズなサービスの導入≫を行い、「本人の生より収集された情報ならびに「かかりつけ医による意活不安の軽減」に努めていた。また本分析対象者によ見（≪一般診療科への受診≫）」を、専門医と情報共る語りからは直接確認できなかったが、本実践は本人有することが求められる（≪医療機関との情報共有の日常生活を見守る専門職ネットワークを構築するこ≫）。鹿野ら 10）も指摘しているように、認知症の受診とを意味している。これは今後発生することが予測さ時における専門職による援助の失敗が、その後の継続れる本人の何らかの危機状況の予防もしくは、早期介医療をはじめとする受診に際して拒否感情を助長させ入に寄与すると考えられることから有効であるといえる危険性があるため、包括と専門医が一体となって援る。

助を行うことが望まれる。わが国における認知症専門

2）「専門医への受診」に向けた『介入』医の数は、その患者数と比較して極めて少なく、予約

本人はしばしば、精神科医療や認知症へのイメージ

から鑑別診断までには数か月を要する状況が常態化しの悪さから「専門医への受診」を拒むことがあり、初ている 32、33）。そのため、受診を了承したにもかかわらめから本人が高い意欲をもって受診することは少ない

ず、気持ちの変化により受診を断念したり、受診までといった現状がある。このような状況のなか、本人のの期間に病状が著しく進行してしまうこともしばしば－ 79 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

確認される。しかし現在、認知症の鑑別診断が可能な状軽減による在宅生活の継続≫）。

医療機関のなかには、本人の状況に応じて受診の優先

3）「良好な家族関係の構築」に向けた『介入』度を選別するトリアージ機能を導入しているところも冒頭からたびたび述べているように受診援助は、本多いため34、35）、これらの機能を十全に活用するためにも≪医療機関との情報共有≫は有用であろう。

人に求められる一連の援助の初段階に過ぎず、本人が希望する継続的な在宅生活の実現のためには継続的な

さらに上記の過程を経て「専門医への受診」の機援助が求められる。実際、包括の専門職は担当地域内会が得られたとしても、実際の受診時には本人がそれにおける高齢者全を見守ることを生業としていることに大きな不安を抱いていることが少なくない。I 氏がから、常に一人ひとりの生活状況を見守ることは現実実践した［1 回目の（受診）時には大家さんが同行し的には困難である。そのため受診援助の終結段階におたがご本人がとても興奮されて受診ができず、…。私

いては、≪家族の協力体制の強化≫が不可欠であるこが行くと…嫌がることはなく、信頼関係もあったので、とから、包括の専門職は「専門医への受診」に至るま落ち着いた様子で受診が出来た（I 氏）］の事例のよでの一連の過程において、家族に着目した援助も実践

うに、包括の専門職には不安軽減に向けて≪包括の専してきた。

門職同行による受診≫といった『介入』が求められる

それは【初期介入】において、≪家族の主体性を意

ところである。しかし現実問題として、地域包括支援

識した支援計画の立案≫や≪家族関係の再生に向けたセンターの専門職がこのような事例のすべてに同行す

介入≫が実践されていた状況からもうかがうことがでることは不可能であり、次項に指摘する「良好な家族

きる。J 氏が［包括が最初から全部やってしまうとご関係の構築」に向けた『介入』という観点からも、基本人さんのことで後々何かあったときに、家族がすぐ

本的には≪家族同行による受診≫が望ましいといえる。

に動いてくれなくなるので、最初から何かと家族へを

また「同行による受診」では本人の不安軽減のみなら巻き込むようにした］と述べるように、包括の専門職

ず、鑑別診断時の専門医からの問診における本人に関を主導として援助を実践することは、家族が包括の専する情報を補完するという機能も期待できる。本人が門職を「本人を支える家族の代替者」として強く意識

問診時には気が張っているため、専門医に本人の様子し、その依存的傾向から療養生活における協力を得らが伝わりにくく、誤診を招いてしまったという場面をれにくい環境が形成されてしまう可能性がある。また耳にすることがあるが、このような事態を事前に回避

家族の存在を棚上げして本人へ介入を行うことは、家するためにも、同行者には本人の代弁者という機能が族が本人を取り巻く問題を把握する機会を喪失させ、求められる。そのため、≪家族同行による受診≫を行

危機意識を低下させる。そのため、家族が本人の療う際には家族も本人と同様に混乱して、本機能を果た

養生活を支える当事者の一人として認識できるように、しにくい状況も予想されることから、家族に対して受受診援助に巻き込んでいくことが求められる。

診に関する助言・指導を行うことが必要であろう。具

しかしすべての家族がスムーズに、家族の療養生

体的には、家族に本人に関する情報を事前にまとめ、活を支えるための支援者としての役割を受け入れるこ

文書化するよう促すことなどが想定された。

とは難しい。L 氏の事例のように、認知症様症状の顕加えて、「専門医への受診」により本人が罹患した

在化や、発症以前から存在する家族問題から不良であ疾患を明らかにすることは、本人に対して何らかの医ることも少なくない。このような場合には家族からの療的な支援を可能とし、症状軽減や完治が期待できる協力が得られにくく、≪家族の主体性を意識した支援場合もある。これは H 氏の事例のように、一度は難し

計画の立案≫で期待する効果を得ることは難しくなる。

いと思われた在宅生活も、病状の安定により実現できそのため、包括の専門職は≪家族の主体性を意識したる可能性を意味している。しかし、原因疾患がアルツ

支援計画の立案≫とともに、初期段階より本人と家族

ハイマー病といった進行性の認知症であった場合には、との家族関係をなるべく正確に評価し、≪家族関係の本人が進行遅延薬を継続的に服薬することが必要とな再生に向けた介入≫にも焦点を当てた援助を実践するる。そのため包括の専門職は、本人が医療的な支援をことも求められる。

継続的に行い、希望する在宅生活を維持することがでまた療養生活における家族の協力を得られやすくす

きるように、かかりつけ医といった医療機関と連携しるために、≪家族同行による受診≫を行っていた。Jて今後の援助策を講じていくことが求められる（≪症

氏の［受診時に、ご本人が色々なテストをされる場面－ 80 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

を家族の方が同席して見てもらうことによって、ご本

さらに、本研究では定性的な研究手法を用いたた

人の状況、症状の進行などを感じてもらった］の事例

め、その対象者はわずかである。本研究では、包括ののように、家族は問診時に行われる認知機能検査等の専門職が本人に対して実践する受診援助の一連の内容

様子を目の当たりにすることで、本人の状況に対するを、概して示したところであるが、実際の受診援助で深刻さと危機状態に対する意識を高めることが期待では、他の専門機関との有機的な連携が求められる。そきる。核家族化の影響により高齢者のみ世帯が増加すのため、受診援助の実践内容には、各地域の環境資源るなかで、家族は本人の真なる姿を把握していないこに大きな影響を受ける可能性もあり、本実践内容がいともあり、家族に本人の現状を再認識させる機会づく

ずれの地域においても適するものであるとは言い切れ

りは、≪家族の協力体制の強化≫のための促進要因にない。そのため、今後は包括の専門職による受診援助なり得ると考えられる。

に影響を与える各種要因を明らかにし、それらを考慮

以上の過程を経て構築された家族、本人、包括の専門職による三者間の関係性による療養生活に向けた体したより有効で、精度の高い受診援助の方法論の構築に向けた検証を継続していくことが求められる。

制づくりは、すぐに安定した効果をあげることは難し
いかもしれない。家族にも、本人の療養生活のための本研究の実施にあたり調査にご協力いただきました

支援のほかに、自らの生活があるために、それを強い

地域包括支援センターの専門職の皆様に深謝申し上げ

ることは難しい。しかし家族が本人を意識し、本人がます。

何らかの事態に陥った際にその一助を求めるための機本研究は、日本学術振興会科学研究費補助金事業（特会づくりにもなることから、受診援助の『介入』にお別研究員奨励費）15J09472（研究代表者：杉山京）のける本視点は重要である。

助成を受けて実施した研究の一部である。

Ⅴ．結論

参考文献

本研究の結果、包括の専門職による本人への受診援

1）朝田隆、厚生労働科学研究費補助金（認知症対策

助における具体的内容とそのプロセスが明らかとなっ総合研究事業）都市部における認知症有病率と認た。また彼らは一連の受診援助において、「鑑別診断知症の生活機能障害への対応・平成 23 年度～平ならびに治療の実現」を目指すのみならず、本人の安成 24 年度総合研究報告書、2013．

心した生活の実現に向け、初段階より「家族関係の再

2）Sekita A, Ninomiya T, Tanizaki Y, et al. Trends

構築」を意識した援助も実践していることが確認されin prevalence of Alzheimer’s disease andた。

vascular dementia in a Japanese community: the

こ れ ら の 受 診 援 助 は、 包 括 の 専 門 職 が そ れ ぞ れ
様々な実践を通して蓄積してきた「実践知（practice

Hisayama Study. Acta Psychiatr Scand, 2010; 122（4）: 319-325.

vision）」の成果であるといえる。しかし「実践知」に

3）Hashimoto M, Yatabe Y, Kaneda K, et al. Impact

基づく実践は、個々人による経験や能力に大きく依存of donepezil hydrochloride on the care burden of

するために、「経験年数の浅い」専門職や「当該実践

family caregivers of patients with Alzheimer's

に関する経験が乏しい」専門職が十分な実践をするこ

disease. Psychogeriatrics, 2009; 9（4）: 196-203.

とは困難であると考えられる。いずれの専門職もが円

4）Nakamura K, Watanabe N, Ohkawa H, et al.

滑な受診援助を展開するためには、先人の専門職によEffects on caregiver burden of a donepezil

り蓄積された「実践知」を体系化し、知識として可視

hydrochloride dosage increase to 10 mg/day

化することが必要であろう。また本研究で実践されて

in patients with Alzheimer’s disease. Patient

いた受診援助は、対人援助における複数の様々な理論

Prefer Adherence, 2014; 8: 1223-1228.

を基礎に展開されており、特定理論のみで説明できる

5）Mittelman MS, Roth DL, Clay OJ, et al.

実践にとどまっていなかった。そのため、今後は本結

Preserving health of Alzheimer caregivers:

果に示した受診援助を一手法として、包括の専門職のimpact of a spouse caregiver intervention. Am J

誰もが活用可能な方法論を具体的に明示していくこと

Geriatr Psychiatry, 2007; 15（9）: 780-789.

が重要である。

6）Banerjee S, Willis R, Matthews D, et al.

－ 81 －

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Improving the quality of care for mild toの類型化．日本在宅ケア学会誌．2016；20（1）：moderate dementia: an evaluation of the Croydon

39-46．

Memory Service Model. Int J Geriatr Psychiatry,17）杉山京、竹本与志人、地域包括支援センターの専2007; 22（8）: 782-788.

門職による認知症が疑われる高齢者とその家族に

7）八森淳、河野禎之、本間昭他、ドネペジル塩酸塩

対する受診援助の実践状況の可視化．日本認知症によるアルツハイマー型認知症患者とその家族の包括的健康関連 QOL 指標の変化に関する研究．

ケア学会誌．2017；15（4）：796-806．
18）杉山京、三上舞、中尾竜二他、地域包括支援セン

老年精神医学雑誌．2009；20（9）：997-1008．

ターの専門職を対象とした認知症が疑われる高齢

8）北村伸、井上幸恵、松井大樹他、中等度および高者の受診に対する援助困難感の構造に関する検討．

度アルツハイマー型認知症患者に対するメマンチ
ン単剤療法の費用効果分析．老年精神医学雑誌．

社会医学研究．2016；33（2）：49-57．
19）広瀬美千代、ホームヘルパーと利用者、家族との2014；25（12）：1361-1373．

心理的支援関係を構成する要素－その意識と会話

9）北村伸、井上幸恵、松井大樹他、中等度およびに焦点をあてて．関西女子短期大学紀要．2015；

高度アルツハイマー型認知症患者に対するメマ（24）：11-25．

ンチンのドネペジルとの併用療法に関する費用

20）安武綾、五十嵐惠子、福嶋龍子他、認知症高齢者

効果分析．老年精神医学雑誌．2014；25（12）：の家族の体験－症状発現から診断まで．老年看護

1374-1387．

学．2007；12（1）：32-39．

10）鹿野由利子、花上憲司、木村哲朗他、痴呆の早期

21） 内 閣 府、 平 成 28 年 版 高 齢 者 社 会 白 書．http://

受診はなぜ難しいのか－家族からみた障壁要因と

www8.cao.go.jp/kourei/whitepaper/w-2016/

情報提供の必要性．日本痴呆ケア学会誌．2003；

zenbun/28pdf_index.html（2016 年 12 月 6 日）．

2（2）：158-181．

22）高橋俊彦、三徳和子、長谷川卓志他、都市在宅高11）木村清美、相場健一、小泉美佐子、認知症高齢者

齢者の外出実態とその規定要因間の関連性．日本の家族が高齢者をもの忘れ外来に受診させるまでのプロセス－受診の促進と障壁．日本認知症ケア

健康教育学会誌．2006；14（1）：2-15．
23）有田広美、堀江富士子、交野好子、地域在住高齢学会誌．2011；10（1）：53-67．

者の外出の実態とその関連要因－自動車免許の有12）櫻井清美、杉原喜代美、高齢者を認知症専門外来

無に焦点を当てて．福井県立大学論集．2013；（40）：

への受診につなげた嫁の葛藤－二人の嫁の体験から．看護学研究紀要．2014；2（1）：33-39．

15-26．
24）江口成美、かかりつけ医機能の強化に向けた調

13）竹本与志人、杉山京、認知症が疑われる高齢者の査 研 究．http://www.jmari.med.or.jp/download/

早期受診に向けた保健医療福祉連携モデルの理論構築．日本早期認知症学会誌．2016；9（1）：WP294.pdf（2016 年 12 月 6 日）．
25）中尾竜二、杉山京、三上舞他、地域包括支援セン

22-31．

ターが受診援助を行っている認知症の疑いのある

14）粟田主一、佐野ゆり、福本恵、一地方都市におけ高齢者の援助依頼者とその遠近構造．厚生の指標．

る地域包括支援センターの認知症関連業務の実態－とくに、医療資源との連携という観点から．老2016；63（11）：39-45．
26）Biestek FP. The Carework Relationship. Chicago,

年精神医学雑誌．2010；21（3）：356-363．

Loyola University Press, 1957.

15）杉山京、中尾竜二、佐藤ゆかり他、地域包括支27）Brammer LM, Donald GM. The Helping

援センター専門職を対象とした認知症高齢者のRelationship; Process and Skills 8th edition. 2003.

受診援助における専門医療機関との連携実践状（堀越勝監訳、対人援助のプロセスとスキル－関況の類型化．老年精神医学雑誌．2015；26（2）：

係性を通した心の支援．東京：金子書房．2011．）

169-182．

28）田村里子、第 4 章第 3 節アセスメント力を高める．

16）杉山京、竹本与志人、地域包括支援センター専門

保健医療ソーシャルワーク アドバンスト実践の職を対象とした認知症が疑われる高齢者への受診援助におけるかかりつけ医との連携実践状況

ために、東京、中央法規、2017：196-211．
29）「認知症疾患治療ガイドライン」作成合同委員会編、－ 82 －

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認知症疾患治療ガイドライン 2010．東京、医学書院、2010：1-23．
30）Perlman HH. Problem-solving Process. Chicago
University Press, 1957.（松本武子訳、ソーシャル・
ケースワーク－問題解決の過程．東京：全国社会福祉協議会．1967．）31）奥村由美子、久世淳子、柴山漠人、要介護認定者の介護者における痴呆症についての認識と相談・受診の状況．老年精神医学雑誌．2005；16（2）：229-242．
32）佐藤正之、木田博隆、冨本秀和．アルツハイマー病患者の初診までの期間と初診時認知障害の程度－三重大学神経内科における 20 年間の入院患者での検討．臨牀と研究．2011；88（12）：135-136．
33）日本イーライリリー株式会社．認知症の診断と治療に関するアンケート調査 調査報告書．2014．
34）植木明紀、角野美耶子、清水まき、他．高齢者の精神科外来診療の現状と課題－クリニックの立場から．老年精神医学雑誌．2012；23（11）：1297-1303．
35）杉山京、竹本与志人．地域包括支援センター専門職を対象とした認知症専門医のいる医療機関との連携の実践状況とその関連要因．老年精神医学雑誌．2017；28（1），57-70．

－ 83 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017－ 84 －

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原著

都市郊外在宅高齢者における楽しみと生きがいの実態とその三年後生存との関連
The relationships between pleasure and IKIGAI with three year survival
rate for the suburban elderly dwellers in Japan星

旦二 1）、長谷川明弘 2）、櫻井尚子 3）、藤原

佳典 4）

Hoshi Tanji1）, Hasegawa Akihiro2）, Sakurai Naoko3）, Fujiwara Yoshinori4）
1）首都大学東京都市環境学部
2）東洋英和女学院大学人間科学部
3）東京慈恵会医科大学大学院
4）東京都健康長寿医療センター研究所
1）Tokyo Metropolitan University
2）Toyo Eiwa University3）The Jikei University4）Tokyo Metropolitan Institute of Gerontology

抄録
背景：在宅高齢者の楽しみと生きがいと生存との関連を明確にした先行研究は報告されていない。

研究目的：都市在宅高齢者の楽しみと生きがいの実態別にその 3 年後生存との関連を明確にすることである。
研究方法：調査対象者は都市郊外ニュータウンＡ市 65 歳以上の在宅高齢者とした。分析対象者は、楽しみ生きがいとして、仕事、趣味活動を含む 13 項目と共に、疾病治療歴、社会経済的要因、生活習慣と IADL について、選択肢付き自記式質問紙調査に回答した 13,461 人であった。分析対象者 12,833 人の生存を 3年後まで追跡して分析した。
結果：楽しみ生きがいとして最も多く選択されたものは、趣味活動（男性 57.5%，女性 54.0%）であり、次い
で旅行、運動の順であった。楽しみと生きがいが生存を統計学的に有意に維持させることと関連していた。

考察：都市高齢者にとって、楽しみと生きがいが生存維持とも関連することに注目すべきである。また、因果構造を明確化すると共に、研究成果の外的妥当性を高めるために、無作為調査による研究調査が望まれる。

ABSTRUCTBACKGROUND :Many of the studies have shown the higher survival validity of the subjective health for the elderly, however
there have been no reports about the relationships between pleasure and IKIGAI and survival rate for theelderly dwellers.
PURPOSE: Main purpose of this study is to clarify the relationships between the pleasure and IKIGAI with the survival
rate for the elderly dwellers in suburban city.
DATA SOURCES AND STUDY DESIGN:－ 85 －

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A population-based cohort study for the elderly dwellers of 65 years and older in suburban city A.

Data of13,461 subjects were collected through self-administered questionnaires consisting of closed-ended question
items such as pleasure and IKIGAI and medical history, socio-economic factors, lifestyle and IADL
（instrumental
activities of daily living） and followed their survival rate for three years.
FINDINGS:This study has shown that the prevalence rates of having a hobby were 57.5% in men and 54.0% in women,
travel and physical exercise are also selected as a pleasure and IKIGAI factors. The strong relationships
between pleasure and IKIGAI in green tourism and gardening and the survival rate were shown for theelderly living in suburban city.
FUTURE ISSUES:
Although it was suggested that greater attention should be paied to the importance of pleasure and IKIGAI
for the elderly dwellers in suburban city, future study is necessary to clarify the following two issues;
structural causal relationship between survival rates of the elderly and pleasure and IKIGAI, and making
external validity by conducting random sampling surveys in other cities.
キーワード：楽しみと生きがい ,生存率，在宅居住高齢者，都市郊外

Keywords：pleasure and IKIGAI, survival rate, elderly dwellers, suburban city.

Ⅰ はじめに健康を維持させていく上で不可欠の要素である 7-15）。

望ましい高齢社会では，生命の延伸だけではなく，森林療法に関する効果を，心理面，医学面から研究

要介護状態にならずに健康寿命を維持させる意義が共している宮崎 7）は，自然と人との関係性が健康面で重有されている 1）。また，より豊かに生きるために QOL

要であることを報告している。細江ら 8） は，20 歳代（Quality of Life：生活の質）を高めることや，わが国の健康成人 20 人を森林環境下に 8 時間曝露させ，心特有の概念である「生きがいをもって生きる」ことも理的変化と生理的変化を観察した結果，対照群に比べ注目されているて交感神経系を抑制する作用が期待できることを報告

2-3）

。

わが国の平均寿命は，1980 年代以降，男女とも世している。このように，森林療法の医学的効果が国内

界 1 位を保ってきたものの，2004 年の男性の平均寿命

外で科学的に明確になりつつある。森本，宮崎，平野は，アイスランドに 1 位の座を奪われ，都道府県別に

らは森林のもつ健康面でのセラピー効果を体系化した

みた健康寿命では較差がみられる 4）ものの，わが国の森林医学 9）を紹介し，緑が健康と強く関連する科学的

健康寿命は男女ともに世界１位である。

な根拠が蓄積され，森林セラピーが活用されつつある。

WHO は，ヘルスプロモーション戦略の中で，健康生存維持とともに豊かな生きがいのある生活を推進

づくり分野として保健医療福祉活動だけではなく，「教させていくためには，Powe ら 10）が指摘しているよう

育，輸送，住居，都市開発，工業生産，農業の部門をに、林業としての就業の場であるだけではなく，登山

健康に関連づけて優先していく」必要性を示していやハイキングはスポーツの場として、そして社会ネッ

る 。これらの背景には，健康に寄与する医療の役割

トワークを広げる場としても意義がある。また、生存が 10%程度と小さく，生活習慣（50%）や環境（20%）

予測妥当性の高い簡便な指標の 1 つである主観的健康

が医療よりも大きな役割をもつという米国厚生省の感を高めることが報告されている 14）。しかしながら、

Healthy People6） やカナダ政府のラロンド報告が，世都市郊外居住高齢者を対象とした楽しみと生きがいの界的に共有化されていったことがあげられる。確かに

実態を性別年齢階級別に明確にし、これらの生きがい

健康維持のためには、生涯学習の推進や外出頻度を増の有無別にみたその後の生存を明確にした研究は報告

やす移動環境整備が必要であり、家族団らんや身だしされていない。

5）

なみを整える住居、それに仕事を生きがいとすること

本研究は，都市郊外在宅高齢者に対する自己記載質や、森林や緑と関連する農業やペットとのふれあいが ,問紙調査によって，楽しみと生きがいの実態を明確に－ 86 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

すると共に、その 3 年経過後での生存との関連を明ら

女性 11,417）である。調査対象者には，郵送配布回収

かにすることによって、人生の楽しみや生きがいが生による自記式質問紙調査への回答を依頼した。質問紙

存を維持させることに寄与する意義を明確にすること

調査依頼文には，調査趣旨を明確にした市長の挨拶とを研究目的とした。

ともに，本人による記載が困難な場合は，家族ないし知人による代理回答を可とする旨を記した。本人以外

Ⅱ 研究方法からの代理回答総数 998 人を含む 13,461 人（回答率2-1．研究対象者

64.3% =13,461/20,939）の中から，ID 不明者 54 人を除

調査対象都市は，東京都副都心部から電車で 30 分

く 13,407 人をその後 2 年 11 ヶ月の生存を追跡し，674に位置する人口 14 万人のニュータウンである。調査

名の転居者を除く 12,833 を分析対象とした（表１）。

対象者は，2004 年 9 月 1 日現在，A 市住民基本台帳調査の実施に当たっては，2004 年 9 月 16 日に、東京に基づく全 65 歳以上在宅高齢者 20,939 人（男性 9,522

都立大学大学院都市科学研究科倫理委員会の承諾を得た。

⴫㩷㪈䇭ಽᨆኻ⽎⠪䋨ᕈ೎䊶ᐕ㦂㓏⚖೎䋩(න૏䋦)65䌾69ᱦ 70䌾74ᱦ 75䌾79ᱦ 80䌾84ᱦ 85ᱦએ਄
2,625
1,866
1,047
478
310
↵ᕈ
41.5%
29.5%
16.6%
7.6%
4.9%
2,592
1,787
1,295
798
609
ᅚᕈ
36.6%
25.2%
18.3%
11.3%
8.6%
5 217
5,217
3
3,653
653
2
2,342
342
1,276
1 276
919
ว⸘
38.9%
27.2%
17.5%
9.5%
6.9%

ว⸘
6,326
100.0%
7,081
100.0%
13,407
13 407100.0%

2-2. 研究方法と調査項目

13）登山である。

本研究は記述疫学と分析疫学を用いた。分析ツール

緑に関する楽しみ生きがい項目、9）家庭菜園，10）

は，SPSS22.0J for Windows を使用した。性別年齢階

園芸，11）森や樹木とのふれあい，12）ハイキング，

2

級別に見た統計学的検定はχ 検定と共にケンダール

および 13）登山は、類似しているので、得点化した。

検定を行い有意性確率 5%を有意水準とした。累積生

得点群は，０点群，１点群，２点群はそのままにし，存分析では楽しみと生きがい別に Kaplan Meier 生存

３つ選択した 270 人と４つないし５つ選択した 27 人

分析を用いた。総合的にみた生存日数との関連要因分を合計した 277 人を生きがい得点３点以上群の４つに析では Cox 比例ハザードモデルを用いた。

再カテゴリー化して分析した。

調査項目は，基本的属性の他に，楽しみと生きがいの対象，収入，住居状況，痛みの部位，治療中の疾Ⅲ 研究結果病，日常生活習慣，社会ネットワーク，主観的健康感，

3-1．性別年齢階級別に見た楽しみと生きがい

外出状況，および生活活動能力である。楽しみと生きの実態がいの設問は，「楽しみや生きがいは何ですか，主な都市在宅高齢者の楽しみや生きがいを項目としてもの 3 つを○で囲んでください」とし，以下の 13 の最も多く選択されたものは、趣味活動（男性 57.5%、

選択肢を示した。1）運動・スポーツ・散歩など体を女 性 54.0 % : 以 下 同 様 ） で あ り、 次 に 旅 行（50.3 %、動かすこと，2）趣味・娯楽・読書など，3）知人や友

49.3%）運動スポーツ（50.6%、36.0%）の順に選択さ人・近所とのつきあい，4）サークル・地域活動（町会，れていた。緑に関連する楽しみと生きがいでは、園芸

高齢者クラブ，ボランティア・社会貢献などへの参加），（14.0%、18.6%）が最も多く次いで、森や樹木とのふ

5）旅行・歴史探訪，6）夫婦や子供や孫との団らん，れあい（12.5%、11.2%），ハイキング（11.9%、9.6%），

7）仕事（アルバイト，内職を含む），8）生涯学習（パ

家庭菜園（9.9%、5.9%），登山（4.3%、2.0%）の順に

ソコン・俳句・英会話など），9）家庭菜園，10）園芸，

選択された（表２、図１）。

11）森や樹木とのふれあい，12）ハイキング，および－ 87 －

男女ともに年齢が高齢になるほど、家族と家庭菜ߡㆬᛯߐࠇࠆഀว߇᦭ᗧ R0.01 ߦૐਅߔࠆ௑ะ߇␜ߐࠇߚ߇‫↵ޔ‬ᕈߩ↢ᶦቇ⠌ߣ࿦⧓ߢߪ᦭
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社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017ߣ↢߈߇޿㗄⋡ߪ‫ޔ‬ㆇേࠬࡐ࡯࠷‫⿰ޔ‬๧ᵴേ‫઀ޔ‬੐‫↢ޔ‬ᶦቇ⠌‫ޔ‬ኅᐸ⩿࿦‫ޔߦࠇߘࠣࡦࠠࠗࡂޔ‬園以外の項目では、楽しみや生きがいとして選択され選択された楽しみと生きがい項目は、運動スポーツ、趣⊓ጊߢ޽ߞߚ‫৻ޕ‬ᣇ‫ޔ‬⍮ੱ෹ੱ‫࡞ࠢ࡯ࠨޔ‬ᵴേ‫ޔ‬࿦⧓ߢߪᅚᕈߩᣇ߇ࠃࠅᄙߊㆬᛯߐࠇߡ޿ߚ
る割合が有意（p<0.01）に低下する傾向が示されたが、味活動、仕事、生涯学習、家庭菜園、ハイキングそれに、㧔࿑㧝㧕‫ޕ‬
男性の生涯学習と園芸では有意差が見られなかった。
登山であった。一方、知人友人、サークル活動、園芸で
また性別でみると、男性の方が有意（p<0.01）に多く。
                     は女性の方がより多く選択されていた（図１）⴫㧞ᝌ౉⴫㧞 ᕈ೎ᐕ㦂㓏⚖೎ߦ⷗ߚᭉߒߺߣ↢߈߇޿ߩታᘒ㧔%㧕ㆇേ ⿰๧ ⍮ੱ 䍙䍎䍖䍷ᣏⴕ ኅᣖ ઀੐ ቊ䉌 ቇ⠌ ⩿࿦ ࿦⧓ ᮸ᧁ 䍨䍐䍖 ⊓ጊ䋶䋵䋭䋶䋹ᱦ 㪌㪌㪅㪋 㪌㪎㪅㪌 㪉㪈㪅㪎 㪈㪊㪅㪐 㪌㪍㪅㪊 㪉㪉㪅㪐 㪉㪉㪅㪏 㪈㪉㪅㪉 㪈㪍㪅㪎 㪈㪇㪅㪊 㪈㪉㪅㪏 㪈㪊㪅㪇 㪈㪌㪅㪈 㪍㪅㪈䋷䋰䋭㪎䋴ᱦ 㪌㪈㪅㪍 㪌㪏㪅㪉 㪉㪈㪅㪇 㪈㪍㪅㪍 㪌㪉㪅㪈 㪉㪊㪅㪊 㪈㪌㪅㪊 㪐㪅㪌 㪈㪎㪅㪌 㪈㪇㪅㪎 㪈㪋㪅㪋 㪈㪊㪅㪈 㪈㪈㪅㪍 㪋㪅㪉䋷䋵䊷䋷䋹ᱦ 㪋㪎㪅㪇 㪍㪇㪅㪋 㪈㪏㪅㪍 㪈㪍㪅㪌 㪋㪋㪅㪉 㪉㪇㪅㪊 㪏㪅㪊 㪍㪅㪇 㪈㪍㪅㪍 㪏㪅㪋 㪈㪌㪅㪇 㪈㪉㪅㪐 㪐㪅㪏 㪉㪅㪏䋸䋰䊷䋸䋴ᱦ 㪋㪇㪅㪐 㪌㪌㪅㪍 㪈㪋㪅㪇 㪈㪊㪅㪊 㪊㪐㪅㪉 㪉㪊㪅㪇 㪌㪅㪌 㪊㪅㪎 㪈㪋㪅㪇 㪏㪅㪊 㪈㪍㪅㪇 㪏㪅㪌 㪍㪅㪊 㪈㪅㪊䋸䋵ᱦએ਄ 㪉㪐㪅㪏 㪋㪍㪅㪍 㪈㪌㪅㪋 㪈㪇㪅㪊 㪉㪌㪅㪎 㪉㪈㪅㪍 㪈㪅㪎 㪉㪅㪈 㪈㪊㪅㪇 㪐㪅㪐 㪈㪌㪅㪈 㪏㪅㪐 㪉㪅㪎 㪇㪅㪇↵ᕈ㪌㪇㪅㪍 㪌㪎㪅㪌 㪉㪇㪅㪈 㪈㪋㪅㪐 㪌㪇㪅㪊 㪉㪉㪅㪌 㪈㪌㪅㪐 㪐㪅㪊 㪈㪍㪅㪌 㪐㪅㪐 㪈㪋㪅㪇 㪈㪉㪅㪌 㪈㪈㪅㪐 㪋㪅㪊䋶䋵䋭䋶䋹ᱦ 㪋㪋㪅㪏 㪌㪏㪅㪈 㪊㪎㪅㪇 㪈㪍㪅㪎 㪍㪈㪅㪈 㪉㪊㪅㪐 㪈㪉㪅㪐 㪈㪊㪅㪌 㪈㪉㪅㪇 㪌㪅㪏 㪈㪐㪅㪐 㪈㪉㪅㪎 㪈㪌㪅㪐 㪋㪅㪈䋷䋰䋭㪎䋴ᱦ 㪋㪇㪅㪉 㪌㪌㪅㪋 㪊㪌㪅㪎 㪈㪍㪅㪐 㪌㪋㪅㪈 㪉㪊㪅㪋 㪍㪅㪊 㪈㪈㪅㪊 㪈㪉㪅㪉 㪌㪅㪊 㪉㪇㪅㪉 㪈㪈㪅㪌 㪐㪅㪏 㪈㪅㪉䋷䋵䊷䋷䋹ᱦ 㪉㪐㪅㪏 㪌㪌㪅㪌 㪊㪉㪅㪉 㪈㪍㪅㪋 㪋㪋㪅㪎 㪉㪋㪅㪊 㪋㪅㪉 㪍㪅㪊 㪈㪈㪅㪇 㪍㪅㪍 㪈㪎㪅㪈 㪈㪈㪅㪉 㪌㪅㪇 㪇㪅㪎䋸䋰䊷䋸䋴ᱦ 㪉㪋㪅㪏 㪋㪏㪅㪊 㪉㪋㪅㪈 㪈㪍㪅㪎 㪊㪉㪅㪎 㪉㪈㪅㪎 㪉㪅㪈 㪋㪅㪇㪏㪅㪐 㪍㪅㪈 㪈㪍㪅㪈 㪏㪅㪇 㪉㪅㪏 㪇㪅㪋䋸䋵ᱦએ਄ 㪈㪊㪅㪊 㪊㪍㪅㪇 㪈㪌㪅㪏 㪐㪅㪐 㪈㪋㪅㪉 㪉㪊㪅㪏 㪇㪅㪐 㪊㪅㪎㪊㪅㪉 㪌㪅㪎 㪈㪋㪅㪇 㪎㪅㪍 㪇㪅㪎 㪇㪅㪇ᅚᕈ㪊㪍㪅㪈 㪌㪋㪅㪇 㪊㪉㪅㪍 㪈㪍㪅㪈 㪋㪐㪅㪊 㪉㪊㪅㪍 㪎㪅㪌 㪐㪅㪎 㪈㪇㪅㪏 㪌㪅㪐 㪈㪏㪅㪍 㪈㪈㪅㪉 㪐㪅㪍 㪉㪅㪇㨜ࡂࠗࠢ㧦ࡂࠗࠠࡦࠣࠍ␜ߔ‫ޕ‬

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図１

性別年齢階級別に見た楽しみと生きがいの実態（左図が男性、右図が女性を示す）－ 88 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

3-2．生存日数を規定する総合解析と生きがい要因であるサークル活動と緑に関する生き3 年間の生存日数を規定する要因を総合的に分析すがい得点は、生存日数の維持にとって有意な傾向を示るために Cox 比例ハザードモデルを用いて分析した。

していた（p=0.062､ p=0.063）。

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生存日数に有意な関連がみられた要因は，年齢が若い
楽しみと生きがいの内容と生存日数との関連についほど，同様に男性より女性の生存が統計学的に有意て、他の要因を除いて個別に分析すると，男女ともに（p<0.001）に維持されていた。個々人レベルで制御で統計学的に有意差が見られたのは、運動スポーツと旅ᗧᏅ߇⷗ࠄࠇߚߩߪ‫⿰ޔ‬๧ᵴേ‫࡞ࠢ࡯ࠨޔ‬ᵴേ‫઀ޔ‬੐‫↢ޔ‬ᶦቇ⠌‫ޔ‬ኅᐸ⩿࿦ߘࠇߦࡂࠗࠠࡦࠣ
きる要因として主観的健康感が高いこと、買い物に行
行行楽であった。男性のみ有意差が見られたのは、趣ߢ޽ࠅ‫ޔ‬ᅚᕈߩߺߢ᦭ᗧᏅ߇⷗ࠄࠇߚߩߪ‫ޔ‬෹ੱ⍮ੱߣߩઃ߈ว޿ߢ޽ߞߚ‫ޕ‬
けることが、生存日数を統計学的にみた有意（p<0.001）

味活動、サークル活動、仕事、生涯学習、家庭菜園そに維持させる関連が示された。楽しみと生きがい要因

れにハイキングであり、女性のみで有意差が見られたとしては、運動スポーツをすることと仕事が、生存がのは、友人知人との付き合いであった。

⴫㧟 ᭉߒߺ↢߈߇޿ࠍ฽߻↢ሽᣣᢙ✚ว⸃ᨆ‫ޔ‬Cox Ყ଀ࡂࠩ࡯࠼ࡕ࠺࡞
統計学的に有意（p<0.05）に維持されていた。楽しみ

表３

楽しみ生きがいを含む生存日数総合解析、Cox 比例ハザードモデル㪜㫏㫇㩿㪙㪀䈱㪐㪌㪅㪇㩼㩷ା㗬඙㑆㪙ㆇേ䉴䊘䊷䉿⿰๧ᇅᭉ⍮ੱ䊶෹ੱ䉰䊷䉪䊦ᵴേᣏⴕⴕᭉ઀੐↢ᶦቇ⠌✛䈱↢䈐䈏䈇ᓧὐ⾈䈇‛䈮ⴕ䈒
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Ⅳ 考察

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動スポーツが同様に約五割が選択されていた。都市部

Φ ⠨ኤ

4-1．楽しみと生きがいの実態や地域を問わず、高齢者の実態を反映している可能性

都市在宅高齢者の楽しみや生きがいでは、趣味活動が示唆された。

4-1㧚ᭉߒߺߣ↢߈߇޿ߩታᘒ

と旅行行楽それに運動スポーツが約五割と多く選択されていた。緑に関連する楽しみと生きがいでは、園芸、ㇺᏒ࿷ቛ㜞㦂⠪ߩᭉߒߺ߿↢߈߇޿ߢߪ‫⿰ޔ‬๧ᵴേߣᣏⴕⴕᭉߘࠇߦㆇേࠬࡐ࡯࠷߇⚂੖ഀ
4-2．楽しみと生きがいと生存との関連
森や樹木とのふれあいとハイキングそれに家庭菜園の生存日数に有意な関連がみられた制御できる要因は，

ߣᄙߊㆬᛯߐࠇߡ޿ߚ‫ߦ✛ޕ‬㑐ㅪߔࠆᭉߒߺߣ↢߈߇޿ߢߪ‫ޔ‬࿦⧓‫ޔ‬᫪߿᮸ᧁߣߩ߰ࠇ޽޿ߣ
選択は、約 1 ～ 2 割であった。
主観的健康感が高いこと、買い物に行けること、知的
男女ともに年齢が高齢になるほど、家族と家庭菜

能動得点が高いことであった。生存に有意な関連がみ園以外の項目では、楽しみ生きがいとして選択されるられた楽しみと生きがい要因は、運動スポーツと仕事ࡂࠗࠠࡦࠣߘࠇߦኅᐸ⩿࿦ߩㆬᛯߪ‫ ⚂ޔ‬㨪 ഀߢ޽ߞߚ‫ޕ‬がであった。楽しみと生きがい要因であるサークル活
割合が有意に低下する傾向とともに、男性は女性より↵ᅚߣ߽ߦᐕ㦂߇㜞㦂ߦߥࠆ߶ߤ‫ޔ‬ኅᣖߣኅᐸ⩿࿦એᄖߩ㗄⋡ߢߪ‫ޔ‬ᭉߒߺ↢߈߇޿ߣߒߡ
も、運動スポーツ、趣味活動、仕事、生涯学習、家庭

動と緑に関する生きがい得点は、生存日数の維持にㆬᛯߐࠇࠆഀว߇᦭ᗧߦૐਅߔࠆ௑ะߣߣ߽ߦ‫↵ޔ‬ᕈߪᅚᕈࠃࠅ߽‫ޔ‬ㆇേࠬࡐ࡯࠷‫⿰ޔ‬๧ᵴേ‫ޔ‬
菜園、ハイキングそれに、登山を多く選択し、一方女とって有意な傾向を示す要因であった。
性は、男性よりも、知人友人、サークル活動、園芸を楽しみや生きがいが、生存日数の維持と独立して関઀੐‫↢ޔ‬ᶦቇ⠌‫ޔ‬ኅᐸ⩿࿦‫⊓ޔߦࠇߘࠣࡦࠠࠗࡂޔ‬ጊࠍᄙߊㆬᛯߒ‫৻ޔ‬ᣇᅚᕈߪ‫↵ޔ‬ᕈࠃࠅ߽‫ޔ‬
より多く選択していた。

連し , 生命予後を推定する妥当性の高いという研究成

楽しみや生きがい項目の実態に関する先行研究 15）
果は，国内外の先行研究では報告されていない。しか⍮ੱ෹ੱ‫࡞ࠢ࡯ࠨޔ‬ᵴേ‫ޔ‬࿦⧓ࠍࠃࠅᄙߊㆬᛯߒߡ޿ߚ‫ޕ‬では、本研究と同様に、趣味活動と旅行行楽それに運しながら，生活活動能力が生存維持に役立っているこ- 8 -
－ 89 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017とは北村ら 16） が報告している。運動頻度が生存維持に間接的に影響を与えている可能性は、杉澤ら

17）が示されるとともに、生存に有意に関連していた緑にが関する楽しみや生きがい項目としてはハイキングのみ

報告している。また、趣味活動や社会ネットワークがであった。ハイキングが生存を予測する妥当性の高い生存維持に役立つことも報告されているし、森林との指標として選択された背景として，ハイキングが出来

ふれあいの医学的な意義については既に報告

7-9）

され，

るレベルの身体的な能力が維持されていたり，強い好緑とのふれあいで，心理的にも生理学的にも，免疫機奇心と経済的な裏付けがあることが考えられ，理にか能が向上するという健康にとって好ましい結果が報告なっていることが推定された。

されている。また緑に関する楽しみや生きがい項目と本研究を含めた先行研究 15） に基づけば、緑に関す

して家庭菜園，園芸，森や樹木とのふれあい，ハイキる楽しみや生きがいがあるほど，主観的健康感が高め

ング，および登山を選択しているほど , 生命の予後妥るだけではなく、結果的に生存維持に寄与する可能性

当性の高い主観的な指標である主観的健康感が高いとが示された。今後は , 介入研究などによって、これらいう関連研究も報告15）してきた。よって、本研究成

果は , 個別の横断調査や追跡した先行研究 , それに医の因果構造を明確にする実証疫学を推進させることが研究課題である。

学的にみても矛盾しない可能性が推定された。

第 1 回日本統合医療学会大会を開催した渥美和彦代

緑に関する生きがい得点が増えるほど，主観的健康

表は，世界の相補・代替医療 CAM（Complementary感が高まる可能性が男女ともに示されたことは，既にand Medicine；以下 CAM）の最新動向を紹介してい。主観的健康感は，自分の健康状態

る 21）。CAM は，カイロプラクティック，漢方，アーを自分自身で自己評価したものである。Kaplan14） ら

ユルヴェーダ，心理療法，イメージ療法，気功，食事（栄は，1965 年，カリフォルニア州のアラメダにおいて，

養）療法，そしてアニマルセラピーやアロマテラピー

16 歳以上 6,921 人を対象に，主観的健康感と死亡とのなどの伝統・伝承医療であり，WHO によって医学的関連性を 9 年間にわたって追跡している。年齢，性根拠が認められている CAM は世界に約 100 ほどあり，

別，身体的健康，健康習慣，社会的ネットワーク，収入，

欧米を中心に，西洋医療以外に解決策を求める科学的教育，モラールや抑うつ，幸福感などをコントロール

なエビデンスを蓄積する調査・研究が行われ，政府機した結果，生命予後に最も関連していたのは主観的健関の後押しによって，医療現場への導入が進み，西洋康感であった。生命予後に対する予測妥当性が高い健医療と代替医療の統合化へと向かっていることを紹介報告してきた15）

康指標として位置づけられることは，杉澤ら

18）

によっ

している。
関島ら 22） は，アメリカ合衆国における代替・統合て総合的に検証されている。
楽しみと生きがいになる社会ネットワークのひとつ

医療活動を紹介し，医療機関とともに看護活動を含むである地域活動やボランティア活動の視点からみれば，さまざまな分野において幅広く活用されている事を緑や園芸や家庭菜園それに自然との関わりである緑の報告し，今西ら 23） は，より望ましい代替療法を推進

得点は、, 家族や友人仲間との社会的なつながりを強するためには，医療情報学を活用したデータベースのめていく機会を提供する導入口として位置づけられる

必要性を報告し，法整備により相補 ･ 代替医療サービ可能性とともに，世代間の交流を促す機会を提供してスがより多くの人に活用されたワシントン州の事例はいると推測できる。既に社会ネットワークと死亡率とWatts ら 24） によって報告されている。英国では，鍼の関連に関する追跡研究は，Berkman ら 19） によってが保険診療システムに内包されて活用され，ドイツで報告されている。宗像

20）

は，社会的支援を，安心感，は温泉療法や森林療法が医療制度の中で，疾病予防や信頼感，親密感，自己価値観，希望などが得られる情

健康づくり，ホスピスの１つのセラピーとして活用さ

緒的支援と，手伝い，金銭，物品，情報などが得られれている 11）。本研究は，我が国における花と緑に関する手段的支援に分類し，それらが保健行動の実行へとる生きがいが生存と関連する可能性が高いという科学

さまざまな影響を及ぼすことを報告している。本調査

的なエビデンスの一つが得られたものと考察された。

により , 緑の生きがい得点が , 弱いながらも生存と関本研究で示唆された，生きがいと楽しみがある群の連する可能性が示唆された点が新規性の一つである。

生存が維持されている可能性が高いことから，近い将

楽しみや生きがい項目のいずれでも選択した人の来に森林セラピーが我が国の保険制度システムの１つ

生存率は，選択しない人に対して有意に維持される事として活用される時代を迎える可能性も期待されよう。

－ 90 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

4-3．主要な研究課題

文献

本研究により , 都市郊外ニュータウン居住高齢者は，

1）Hoshi,T.：Healthy Japan 21 objectives and楽しみや生きがいとして，園芸や家庭菜園と共にハイ

strategies．New challenges of Health Promotion

キングや登山をあげ，主観的健康感を高めたり，結果

Activities in Korea, Korean society for health

的にはその後の生存維持にも役立つ可能性が示唆されeducation and promotion.2005：57-88．

た。本調査の分析結果は，分析数が小さくないこと

2）長谷川明弘 , 藤原佳典 , 星旦二 , 他：高齢者におから偶然誤差は少ないものと考えられた。しかしながける「生きがい」の地域差・家族構成 , 身体ら，質問紙調査の回収割合は , 女性で 3.9 ポイント少況ならびに生活機能との関連．日本老年医学会雑なく，後期高齢者では前期高齢者に比べ 3.1 ポイント

誌 2003；40（4）：390-396．

状

少なかった。よって、本研究結果は，女性よりも男性

3）星 旦二：高齢者の健康づくりにおける主観的健ないし後期よりも前期高齢者の状況をより反映したバ

康感のすすめ，生きがい研究．財団法人 長寿社

イアスが存在する可能性が推定された。また、生存解会開発センター 2006；12：46-72．

析手法である Cox モデル分析では、分析対象者 12,833

4）栗盛須雅子，福田吉治，中村桂子，他：介護保険

名の 1,986 名（15.5%）にいずれか分析項目で欠損値が統計を用いた都道府県別障害調整健見られた。更に，調査対象地域は無作為に抽出したも（DALE）と健康のではないことから，今後，調査結果の外的妥当性をの指標 2007；54（8）：33-39．

高めていくことが研究課題である。

康余命指標としてのその意義． 厚生5）Health Promotion ：1991「Supportive

今後の研究課題としては , 外的妥当性の高い追試にEnvironment」WHO Sundvall Statements．

よって再現性を証明するとともに , 楽しみや生きがい

6）Healthy People：The Surgeon General Report on

項目について、介入追跡研究によって因果関係を明確

Health Promotion and Disease Prevention．USAにする研究実施が求められる。

DHEW/PHS．1979．

また，豊かな自然の緑に包まれ，園芸や農業を趣

7）宮崎良文：自然と人の関係．日本気象学会雑誌

味ではなく生業とする割合が高い農村地域に居住する

2002；39（3）：72．

高齢者における再現性を明確にすると共に，他の若年

8）細江雅彦，宮下久子，諏訪浩，他：森林浴の心理・世代での追跡研究を行うことも今後の研究課題である。

生理面への影響についての研究．岐阜県立下呂温

さらに，楽しみと生きがいを明確に区分して詳細に調泉病院温泉医学研究所 2000;27:1-10.

査研究することや，標準化指標として確立している生

9）森本兼曩，平野秀樹，宮崎良文編集：森林医学．東京 :きがい尺度 25-26）や QOL 指標 27）との併存妥当性についても明確にすることも今後の研究課題である。

朝倉書房，2006;239-52．
10）Powe NA, Willis KG：Mortality and morbidity
benefits of air pollution （SO2 and PM10）

謝辞

absorption attributable to woodland in Britain．J

本研究調査を継続できた研究資金は、平成 13-14 年

Environ Manage2004；70（2）：119-128．

度・東京都立大学都市研究所「安全・安心・健康を促

11）Mouchet J, Carnevale P：Impact of changes in

進する都市づくりに関する研究」、科学研究費補助金

the environment on vector-transmitted diseases．

（2006-2008 B.No.14350327）を基盤とし、平成 18-19 年

Sante1997；7（4）：263-269．

度・首都大学東京傾斜研究費、三菱財団（2009）、大12）Somosi G：The role of the forest and public

川 財 団、 国 際 花 と 緑 の 博 覧 会 記 念 協 会（09RD-16）、

parks in Hungarian health：Zentralbl

科学研究費補助金（A）（研究代表者：伊香賀俊治，BakteriolMikrobiol Hyg [B]1983 Apr；177（3-4）：

23246102）、ＪＳＴ（ＥＩ３０１：2012-2014）から得

319-326．

られた。また、多摩市の組織的な研究支援が得られた

13）星 旦二 , 望月 友美子 . 我が国の高齢者における犬事に､ 心より感謝いたします。

猫飼育と二年後累積生存率 社会医学研究 : 日本
社会医学会機関誌 33（1）, 99-109, 201614）Kaplan GA，Camacho T Perceived：Health andMortality：a nine-year follow-up of the Human－ 91 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

Population Laboratory Cohort．American
Journal of Epidemiology 1983；117（3）：292-304．

本心療内科学会誌，2007；11（1）, p5-10.
27）Okamoto T.，Shimozuma K.，Katsumata N.，et15）星旦二 , 栗盛須雅子 , 長谷川明弘他 : 都市在宅高齢

al：Measuring Quality of Life in Patients with

者における緑に関連する楽しみと生きがいの実態

Breast Cancer：A Systematic Review of Reliableと主観的健康感との関連，2009，厚生の指標，56

and Valid Instruments Available in Japan．

（4），pp16-21.

Breast Cancer

16）北村明彦 , 山海知子 , 小西正光他 : 脳卒中予防対策地域における脳卒中発生状況と重症度の推移に関する疫学的研究 . 日本公衆衛生雑誌 ,2004;51（1）,pp3-12.
17）杉澤あつ子 , 杉澤秀博 , 柴田博：地域高齢者の心身の健康維持に有効な生活習慣
日本公衆衛生雑誌 .1998;45（2）,pp.104-111
18）杉澤秀博 ･ 杉澤あつ子：健康度自己評価に関する研究の展開－米国での研究を中心に．日本公衆衛生雑誌 1995；42（6）：366-378．
19）Berkman L.F，Syme S.L：Social networks, hostresistence，and motality：a nine year follow-up
study of Alameda County residents．American
Journal of Epidemiologygy1979；109：186-204．
20）宗像恒次：行動科学からみた健康と病気－現代日
本人のこころとからだ．東京，メジカルフレンド
社，1987．
21）Health Net Media：代替医療から統合医療へ世界の医療統合化への動き加速．http://www.healthstation.com/topic125.html 2013 年 12 月 7 日 ア ク
セス22）関島香代子，石倉有紀子：補完／代替療法と看護．新潟大学医学部保健学科紀要 2002；7（4）：473-481．
23）今西二郎 , 栗山洋子：医用工学・医療情報学・代替療法に関するデータベースの作成．医学のあゆ
み 2003；204（6）：459-460．
24）Watts CA, Lafferty WE, Baden AC：The effectof mandating complementary and alternative
medicine services on insurance benefits inWashington State．J Altern Complement
Med2004；10（6）：1001-1008.
25）中嶋和夫，香川幸次郎 , 朴千萬：地域住民の健康関連 QOL に関する満足度の測定．厚生の指標
2003；50（8）：8-15．
26）長谷川明弘，宮崎隆穂，飯森洋史他 : 高齢者のための生きがい対象尺度の開発と信頼性・妥当性の検討－生きがい対象と生きがいの型の測定－，日－ 92 －

2003；10（3）：204-13．

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

研究報告「健康交流の家」の利用による健康への効果検証
Effect of Home for Health care on Health Improvement
細川陸也 1）、近藤克則 2）3）4）、伊藤美智予 5）、宮國康弘 2）、
水谷聖子 6）、後藤文枝 7）、阿部吉晋 7）、柘植由美 7）、半田裕子 7）、尾島俊之 8）
Rikuya HOSOKAWA1）, Katsunori KONDO2）3）4）, Michiyo ITO5）, Yasuhiro MIYAGUNI2）,
Seiko MIZUTANI6）, Fumie GOTO7）, Yoshinobu ABE7）, Yumi TSUGE7）, Yuko HANDA7）, Toshiyuki OJIMA8）1）名古屋市立大学 看護学部
2）千葉大学 予防医学センター
3）国立長寿医療研究センター 老年学・社会科学研究センター
4）日本福祉大学 健康社会研究センター
5）名古屋大学 予防早期医療創成センター
6）日本福祉大学 看護学部
7）東海市役所
8）浜松医科大学 健康社会医学講座
1）Nagoya City University School of Nursing2）Center for Preventive Medical Sciences, Chiba University3）Center for Gerontology and Social Science, National Center for Geriatrics and Gerontology4）Center for Well-being and Society, Nihon Fukushi University5）Innovative Research Center for Preventive Medical Engineering, Nagoya University6）Nihon Fukushi University Faculty of Nursing7）Tokai City Office8）Department of Community Health and Preventive Medicine, Hamamatsu University School of Medicine

抄録【目的】
愛知県東海市では，地域住民の交流を促進し健康行動を増進することを目的とした多目的交流施設である「健康交流の家」が開設されている。東海市 C 地区では，市内 3 カ所目となる健康交流の家が津波避難施設との合築により 2015 年 4 月に開設された。本研究は，健康交流の家の利用による地域住民の社会参加および健康状態の変化，防災意識の変化を検証することを目的とした。
【方法】
愛知県東海市 C 地区在住の 65 歳以上の全高齢者 130 名（要介護認定者を除く）を対象とし，開設 8 ヶ月後の2015 年 12 月に，郵送法にて自記式質問紙調査を実施した。主な調査項目は，健康交流の家の利用状況，開設前後における外出・交流機会の変化，主観的健康感，防災意識の変化などであった。本研究では，対象者 130 名のうち，
有効回答の得られた 95 名を分析対象とし（有効回答率 73.1%），傾向スコアによる逆数重み付け法を用いたポアソン回帰分析を行った。
【結果】
対象は，男性 47 名（49.5%），女性 46 名（48.4%），平均年齢 74.3 ± 6.2 歳で，健康交流の家を定期的に利用している者（週 1 回以上，利用群）は，20 名（21.1%）であった。
健康交流の家の利用の有無別に開設後の外出・交流機会の変化を比較したところ，利用群は非利用群（未利用または週 1 回未満の利用）に比べ，外出する機会（PR: 3.78, p=.007），会話する機会（PR: 6.27, p<.001），スポーツの－ 93 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

会の参加機会（PR: 3.84, p=.050）が有意に増加していた。主観的健康感も，利用群は非利用群に比べ，改善割合が有意に高かった（PR: 5.22, p=.095）。また，防災意識の変化についても，利用群は非利用群に比べ，防災意識が高まった割合が有意に高かった（PR: 1.97, p<.001）。
【結論】
健康交流の家は，住民同士の交流の活性化を通じて，利用者の社会参加の促進と健康状態の改善および防災意識の向上に貢献したと考えられた。本結果より，健康交流の家は，まちづくりによる一次予防に寄与したことが示唆された。

abstruct
Background: In Tokai city in Aichi prefecture, multipurpose exchange facilities called“Home for Health care”
were built to promote exchange and to improve health behavior among local residents. The Home for Health carebuilt in April 2015 in C district of Tokai is the 3rd in the city, and it unique in that it has an adjacent tsunami
evacuation facility. In this study, we examined the health behavior of local residents, as well as the changes insocial participation, subjective health, and consciousness of disaster prevention following the use of Home for
Health care.
Methods: In December 2015, 130 elderly people aged 65 years and above, living in C district of Tokai city,
participated in a self-administered survey using mailed questionnaires. The survey items were related to the usageof Home for Health care, including differences in the respondent’s social participation, personal understandingof health and awareness of disaster prevention, and comparing them from before and after attending thefacilities. In this study, 95 of the 130 survey recipients sent back valid responses（response rate 73.1 %）, andthose 95 respondents were analyzed with Poisson regression analysis using a propensity score inverse weighting
probability.
Results: In participants included 47 males（49.5%）and 46 females（48.4%）, they were aged 74.3 ± 6.2 years,
and 20（21.1 %）reported to have been using Home for Health care regularly（more than once per week; thesewere categorized as the regular using group）.
When we compared changes in social participation after the opening of the facility based on regular use or
non-regular use of the Home for Health care, the rate of going out（PR: 3.78, p=.007）, and that of engaging inconversations（PR: 6.27, p<.001）and sports activities（PR: 3.84, p=.050）was significantly higher in the regularusing group as compared to the non-regular using group（i.e., respondents who had not used the facility or usedthem less than once per week）. With reference to changes in subjective feelings of health, the percentage of
respondents with improved subjective health was significantly higher among the regular using group as comparedto that in the non-regular using group（PR: 5.22, p=.095）. Further, changes in the rate of consciousness of disasterprevention were significantly higher in the regular using group as compared to those in the non-regular usinggroup（PR: 1.97, p<.001）.
Conclusion: Through activating exchange between local residents, the Home for Health care have contributed
to the promotion of social participation, and to the improvement in health and consciousness regarding disasterprevention among respondents from the regular using group. These results suggest that Home for Health carecan contribute to primary prevention through community development.
キーワード：まちづくり，高齢者，社会参加，主観的健康感，防災意識
Key words：community development, elderly people, social participation, subjective health, disaster prevention
consciousness－ 94 －

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Ⅰ 緒言

このように敬老の家と異なる施設を合築することで活先行研究では，高齢者の社会参加が運動機能や認知動内容が多様化し，また経済的にも一施設に予算を集機能などの維持向上といった要介護リスクの低下に関中投下して面積を大きくでき，住民の意向をより反映。しかし，そうした施設整備をすることができる。健康交流の家に合した先行研究の多くは観察研究であり，どのようなア

築する施設は津波避難施設だけでなく，他の健康交流

プローチが高齢者の社会参加を効果的に促進し，機能の家では自治会集会所と合築するなど，今後は子育て障害を予防できるのかといった介入プログラムに関す関連施設との合築も予定されている。また，施設の運る知見は十分に明らかとなっていない。愛知県東海市

営は，地域住民の主体的な運営が期待されており，地では，地域住民の交流を促進し健康行動を増進するこ域のボランティアが主体的に運営に携わっている。

連していることが報告されている

1) － 4）とを目的とした多目的交流施設である「健康交流の家」

C 地区健康交流の家は，1 階が交流促進スペース，2が開設されている。東海市 C 地区では，市内 3 カ所目

階が健康増進スペース，3 階・4 階・屋上が防災スペーとなる健康交流の家が，2015 年 4 月に開設された。地スとなっている。健康増進スペースでは，体育館と同域住民の交流活性とそれに伴う健康行動の変化によっ

様な床面構造となっており，ゴムバンド体操，スポーて健康増進効果が得られれば，健康交流の家は，まち

ツ吹き矢などの運動や体操，趣味活動が行えるようにづくりによる一次予防に効果的であると考えることがなっている。また，交流促進スペースは，地域住民ができる。

自由に利用でき，そこでは地域のボランティアスタッ

さらに，C 地区健康交流の家は，津波避難施設を合フが，手頃な価格でコーヒーや紅茶などを提供してく築しているという特徴がある。地域コミュニティにおれる。こうした健康増進スペースと交流促進スペース

ける自助・共助の力は，災害時の被害を抑え，より早の併設により，スポーツや趣味の会などの活動前後に期に復興するために重要な役割を果たすことが報告さも利用者同士が交流を楽しむ機会が増えたり，活動に。地域住民の交流活性を目的とした健康

参加しない地域住民も，散歩途中などに気軽に立ち寄

交流の家に防災機能を融合することは，平時より地域

り，住民同士の交流する機会が増えている。現在の利住民の防災意識を高め，地域コミュニティの自助・共用実績は，年間延べ 7,604 名（月平均延べ 633 名）となっ助の意識を高め，地域の防災能力を高める可能性があている。また，ボランティアスタッフ自身も地域の高る。

齢者が中心となって活動している為，スタッフ自身のれている

5) － 7）

そこで，本研究は，健康交流の家の利用による地域

地域での役割づくりにも寄与している。
東海市 C 地区は南海トラフ巨大地震等による津波

住民の社会参加および健康状態の変化，防災意識の変の被災が想定される地域であるため，3 階・4 階・屋化を検証することを目的とした。

上の防災スペースでは，避難スペースと備蓄庫などを健康交流の家の概要および C 地区健康交流の家の特徴整備している。3 階部分は，平時には防災交流スペー

東海市は，人口 113,727 人，高齢化率は 21.2％，要スとして活用し，かつてこの地域に甚大な被害をもた

介護認定率 15.9％の自治体である（2016 年 3 月現在）。

らした伊勢湾台風の記録や，将来想定される南海トラ

健康交流の家は，「東海市立敬老の家の設置及び管フ巨大地震の情報を展示し，地域住民の防災意識を高理に関する条例」をもとに，従来より整備されてきた

める防災教育のスペースとして機能している。その他

敬老の家（老人憩いの家）を交流促進と健康増進の機の施設の防災機能の特徴としては，津波の浸水が発生能を備えた施設として整備するとともに，状況に応じした場合に備え 1 階の壁はあえて壊れやすい構造とし，異なる機能を持つ施設を合築する形で整備が進められ構造体に津波の力を極力伝えないように設計されていている。C 地区では，1959 年の伊勢湾台風で甚大なたり，屋外階段は，穏やかな段差とし車椅子の避難者

被害を受けた浸水地区であり，南海トラフ巨大地震のでも両脇から担いで上がれるように，ゆとりのある階

浸水想定地区のため，地元住民から津波避難ビルの要

段幅を確保している。また，停電時には，非常用発電望が出ていたことから津波避難施設を合築した。両施機を稼働させることで 7 日間程度（最低 3 日間）は電設を合築することにより，高齢者をはじめとした地域源を確保でき，屋外の階段と屋上の照明は太陽光を利

住民相互の親睦や住みよい生活環境の維持向上を図る

用した自立型照明を設置している。また，扉には非常とともに，地域防災の拠点としての機能も有している。

解錠装置がついており，非常時には鍵がなくても，誰－ 95 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

でも解錠することができるようになっている。さらに，

主観的健康感は , 開設前（2014 年 12 月）と開設後

健康交流の家では物理的な機能だけでなく，地域住民（2015 年 12 月）の変化を，［1. 改善した，2. やや改善した，を主体とした防災イベントが開催されており，備蓄品

3. 変わらない，4. やや悪化した，5. 悪化した］の 5 段などを利用した炊き出しや，防災に関する教育講演な階で尋ねた。本分析では，「改善した」「やや改善した」

ど，防災を絡めた住民の交流促進の役割も担っている。

を主観的健康感の改善，「変わらない」「やや悪化した」

このように C 地区健康交流の家は，優れた防災に関す「悪化」を主観的健康感の維持・悪化と分類し，目的る機能と役割を備えている。

変数として扱った。
5）防災意識Ⅱ 調査方法防災意識は，開設前（2014 年 12 月）と開設後（2015

調査は，健康交流の家開設 8 ヶ月後の 2015 年 12 月

年 12 月）の変化を，［1. 高まった，2. やや高まった，3. 変に，郵送法による自記式質問紙調査を実施した。質問

わらない］の 3 段階で尋ねた。本分析では，「高まった」

紙の主な調査項目は，健康交流の家の利用状況，開設「やや高まった」を防災意識の向上，「変わらない」を前後における外出・交流機会，主観的健康感，防災意

防災意識の変化なしと分類し，目的変数として扱った。

3. 分析方法

識の変化などについて尋ねた。

本研究では，対象者 130 名のうち，有効回答の得ら

1. 調査対象
愛知県東海市 C 地区の 65 歳以上の全高齢者 130 名れた 95 名（有効回答率：73.1％）を分析対象とし，分（要介護認定者を除く）を対象とした。C 地区は広さ

析には，統計解析ソフト SPSSver20.0 for Windows を2

約 1.5km ，世帯数 459 世帯，人口 919 名の地域であった。

用いた（有意水準を p=.10 未満とした）。

2. 調査項目

1）健康交流の家の対象属性および利用状況

1）対象属性施設の利用状況の把握には，記述統計学的分析を

性別，年齢，収入，学歴，就労の有無，配偶者の有実施し，対象属性ごとの施設の利用状況の把握には，無，活動能力（老研式活動能力指標） について尋ねχ 2 検定を実施した。本研究では，施設を週 1 回以上た。本分析では，性別は男性 / 女性，年齢は 65-74 歳

利用している者を定期的に利用している群：利用群と/75 歳以上，収入は 300 万円未満 /300 万円以上，学歴

し，週 1 回未満の利用および未利用の者を定期的に利は 10 年未満 /10 年以上，配偶者の有無はなし（離婚・用していない群：非利用群と定義した。

8）2）健 康交流の家の利用と外出・交流機会の変化と死別を含む）/ あり，活動能力 12 点以下 /13 点で分類の関連

し，傾向スコアを算出した。

健康交流の家の利用と外出・交流機会の変化との関

2）施設の利用状況
施設の利用状況は ,［1. 利用していない，2. 年に数回，連を検証するため，傾向スコアによる逆数重み付け法

3. 月 1 〜 3 回，4. 週 1 回，5. 週 2 ～ 3 回，6. 週 4 回以上］を用いたポアソン回帰分析を行った。本研究ではアウの 6 段階で尋ねた。本分析では，週 1 回以上利用してトカムの出現が 10%を超えており，ロジスティック回いる者を利用群，週 1 回未満の利用および未利用の者

帰分析では過大推定・過少推定が起こる可能性があっを非利用群と分類し，説明変数として扱った。

たため，ポアソン回帰分析を用いた 9）10）。さらに，健3）外出・交流機会

康交流の家の利用は本人の自由意志であり，利用群と外出・交流機会としては，開設前（2014 年 12 月）

非利用群で個人特性の違いによる選択バイアスが生じと開設後（2015 年 12 月）における，歩く機会，外出ている可能性があるため，バイアスを除去するためにする機会，会話する機会，スポーツの会へ参加する機

傾向スコアによる調整を行った 11）12）。まず，傾向スコ

会について，その機会の増減を，［1. 増加した，2. やアを，性別，年齢，収入，学歴，配偶者の有無，活動や増加した，3. 変わらない，4. やや減少した，5. 減少

能力より算出し，すべてのデータを解析に加えることした］の 5 段階で尋ねた。本分析では，「増加した」「やのできる傾向スコアによる逆数重み付け法を用いてポや増加した」を外出・交流機会の増加，「変わらない」

アソン回帰分析を行った。算出された傾向スコアの平「やや減少した」「減少した」を外出・交流機会の維持・均値は 0.20（SD=0.12）であった。説明変数は健康交減少と分類し，目的変数として扱った。

流の家の利用とし，目的変数は外出・交流機会の変化

4）主観的健康感[ 歩く機会，外出する機会，会話する機会，スポーツ－ 96 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

Ⅲ 結果の会へ参加する機会 ] とした（外出・交流機会の機会：増加 =1，維持・減少 =0）。

1. 健康交流の家の利用状況および対象属性3）健 康交流の家の利用と主観的健康感の変化との

1）健康交流の家の利用状況（表 1）

関連

健康交流の家を週 1 回以上利用している利用群は健康交流の家の利用と主観的健康感の変化との関連

20 名（21.1%）であり，月 1 回以上利用群は 26 名（27.4%）を検証するため，外出・交流機会の変化の分析と同様であった。週 1 回未満の利用を非利用群と見なすと 75に，傾向スコアによる逆数重み付け法を用いたポアソ

名（78.9%）であった。

ン回帰分析を行った。説明変数は健康交流の家の利用

2）対象属性と健康交流の家の利用状況（表 2）とし，目的変数は主観的健康感の変化とした（主観的性別では，利用群：男性 6 名（31.6%）；女性 13 名

健康感：改善 =1，維持・悪化 =0）。

（68.4%），非利用群：男性 41 名（55.4%）；女性 33 名

4）健康交流の家の利用と防災意識の変化との関連（44.6%）であり，利用群は非利用群と比べ，女性の割

健康交流の家の利用と主観的健康感の変化との関連合が高い傾向がみられた（p=.064）。また，表 2 に示を検証するため，外出・交流機会の変化の分析と同様

すように，年齢，収入，学歴，配偶者の有無，活動能に，傾向スコアによる逆数重み付け法を用いたポアソ

力については，利用群と非利用群とで属性による有意ン回帰分析を行った。説明変数は健康交流の家の利用差はみられなかった。
⴫㪈㪅㩷ஜᐽ੤ᵹ䈱ኅ䈱೑↪⁁ᴫ㩷とし，目的変数は防災意識の変化とした（防災意識：⴫ 㪈㪅㩷㩿㩼㪀㩷ஜᐽ੤ᵹ䈱ኅ䈱೑↪⁁ᴫ㩷㩷㩷㪥㩷
向上 =1，変化なし =0）。
㩷㩷㪥㩷㩷 ㅳ䋴࿁એ਄㩷㪉㪉㪅㪈㩼
4. 倫理的配慮㩷 ㅳ䋴࿁એ਄㩷㪉㩷 ㅳ䋲䌾䋳࿁㩷㪈㪈㪈㪈㪅㪍㩼
本研究は，対象者に研究の趣旨等を文書により説明㩷 ㅳ䋲䌾䋳࿁㩷㪈㪈㩷 ㅳ䋱࿁㩷㪎㪎㪅㪋㩼㩷 ㅳ䋱࿁㩷 㪍㪎㩷 ᦬䋱䌾䋳࿁㩷㪍㪅㪊㩼し，同意の得られた者に対して実施した。また，本研㩷 ᦬䋱䌾䋳࿁㩷㪍㩷 ᐕᢙ࿁㩷㪎㪎㪅㪋㩼㩷
究は，疫学研究に関する倫理指針に則り，京都大学大㩷 ᐕᢙ࿁㩷 㪊㪎㩷 ࿁ᢙਇ᣿㩷㪊㪅㪉㩼㩷
学院医学研究科・医学部及び医学部附属病院の医の倫㩷 ࿁ᢙਇ᣿㩷㪊㩷 ೑↪䈚䈩䈇䈭䈇㩷㪌㪐㪍㪉㪅㪈㩼
理委員会において承認を得て実施した（承認日 : 2015㩷 ೑↪䈚䈩䈇䈭䈇㩷
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年 11 月 25 日，承認番号 : R0198）。
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社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

2. 健
 康交流の家の利用と外出・交流機会の変化との関連

3）会話する機会（図 1，表 3-3）

1）歩く機会（図 1，表 3-1）

会話する機会が増加・やや増加と回答した割合は，歩く機会が増加・やや増加と回答した割合は，利用群

利用群 63.2%；非利用群 11.6%であり，利用群は非利

36.8%；非利用群 17.1%であり，利用群は非利用群に比べ，用群に比べ，会話する機会の増加した割合が有意に高歩く機会の増加した割合が有意に高かった（図 1）。しかし，かった（図 1）。また，回帰分析においても，利用群は回帰分析においては，利用群と非利用群で，歩く機会の非利用群に比べ，会話する機会が有意に増加していた変化に差はみられなかった（PR: 1.73，p=.304）（表 3-1）。

（PR: 6.27，p<.001）（表 3-3）。

2）外出する機会（図 1，表 3-2）

4）スポーツの会へ参加する機会（図 1，表 3-4）

外出する機会が増加・やや増加と回答した割合は，スポーツの会へ参加する機会が増加・やや増加と回答

利用群 52.6%；非利用群 14.1%であり，利用群は非利

した割合は，利用群 35.3%；非利用群 6.7%であり，利用用群に比べ，外出する機会の増加した割合が有意に高群は非利用群に比べ，スポーツの会へ参加する機会の増かった（図 1）。また，回帰分析においても，利用群は加した割合が有意に高かった。また，回帰分析において非利用群に比べ，外出する機会が有意に増加していたも，利用群は非利用群に比べ，スポーツの会へ参加する（PR: 3.78，p=.007）（表 3-2）。

機会が有意に増加していた（PR: 3.78，p=.050）（表 3-4）。

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⴫ 㪊㪄㪋㪅㩷 ஜᐽ੤ᵹ䈱ኅ䈱೑↪䈫ᄖ಴䊶੤ᵹᯏળ䌛䉴䊘䊷䉿䈱ળ䈻ෳട䈜䉎ᯏળ䌝䈫䈱㑐ㅪ㩷
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㪐㪅㪐㩷
㪈㪍㪅㪐㩷
4. 健 康交流の家の利用と防災意識の変化との 㪉㪐㪅㪋㩷 関連（図 3, 表

㪌㪉㪅㪐㩷
㪈㪈㪅㪏㩷
5）

㪈㪋㪅㪈㩷 㕖೑↪⟲䋨㫅㪔㪎㪈䋩㪥㫆㫋㪼㪑㩷 ᄖ಴䊶੤ᵹᯏળ䈱ᯏળ㪒㩷Ⴧട㪔㪈䇮⛽ᜬ䊶ᷫዋ㪔㪇㩷
3. 健 康交流の家の利用と主観的健康感の変化䌛䉴䊘䊷䉿䈱ળ䈻ෳട䈜䉎ᯏળ䌝䌛ળ⹤䈜䉎ᯏળ䌝ㅳ㪈࿁એ਄೑↪⟲䋨㫅㪔㪈㪎䋩 㪌㪅㪐㩷との関連（図 2, 表 4）㫇㩷㪔㪅㪇㪈㪊

㪈㪌㪅㪏㩷ㅳ㪈࿁એ਄೑↪⟲䋨㫅㪔㪈㪐䋩㕖೑↪⟲䋨㫅㪔㪍㪇䋩 㪍㪅㪎㩷
主観的健康感が改善・やや改善したと回答した割合

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㪌㪅㪊㩷
㪌㪊㪅㪊㩷㪋㪎㪅㪋㩷
㪊㪅㪊㩷
㪊㪍㪅㪎㩷
防災意識が高まった・やや高まったと回答した割合

㪈㪅㪋㩷㪈㪇㪅㪈㩷㕖೑↪⟲䋨㫅㪔㪍㪐䋩 0%
は，利用群 21.1%；非利用群 4.3%であり，利用群は非

㪍㪌㪅㪉㩷
㪈㪇㪅㪈㩷
㪈㪊㪅㪇㩷
は，利用群
78.9%；非利用群
42.9%であり，利用群は
20%
40%
60%
80%
100%

利用群に比べ，主観的健康感が改善・やや改善した割䌛䉴䊘䊷䉿䈱ળ䈻ෳട䈜䉎ᯏળ䌝Ⴧട䉇䉇Ⴧട

非利用群に比べ，防災意識が高まった・やや高まった
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ᷫዋ

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㪈㪈㪅㪏㩷
割合が有意に高かった（図3）。また，回帰分析におい㫇㩷㪔㪅㪇㪈㪊
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Ⴧട䌛ਥⷰ⊛ஜᐽᗵ䌝 20%
まっていた（PR:1.97，p<.001）
（表 5）
。
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100%


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社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

Ⅳ 考察

機能を持つだけでなく，防災交流スペースにて南海ト

1.健康交流の家の利用と外出・交流機会およ

ラフ巨大地震などの防災情報を常時展示したり，また，
住民主体の防災イベントを開催するなど，地域住民のび主観的健康感との関連
本調査では，利用群と非利用群の背景要因の違いを

防災意識を高めるための様々な機能と役割を持ってい傾向スコアを用いて補正したポアソン回帰分析においる。さらに，健康交流の家に通う行為自体が，地域住て，利用群の外出する機会，会話する機会，スポーツ

民の避難場所および避難経路の把握に繋がっている。

の会へ参加する機会は非利用群に比べて有意に増加しこのような点から，防災機能を備えた健康交流の家は，ていた。ただし，歩く機会については，有意差はみら

利用者の防災意識を向上させたと考えられる。

れなかった。その背景としては，利用群の自宅から健

また，先行研究では，地域住民の繋がりが強い地域

康交流の家までの徒歩所要時間は平均 5.47 ± 3.54 分

ほど，災害による被害が抑えられ，災害復興がより早であり，利用群は健康交流の家の近隣に居住していたいことが指摘されている 22）23）。C 地区周辺地域は，2

ため，歩く機会には影響を与えなかった可能性が考え級河川に隣接しそのほぼ全域が海抜 2m 未満の地域でられる。さらに，同様の回帰分析において，利用群はあり，津波・河川の氾濫による浸水被害が 1-2m と想非利用群に比べ，主観的健康感が有意に改善してした。

定されている。本研究では，健康交流の家の利用者と本調査の結果は，他地区で行われた健康交流の家の効

いった C 地区の一部の住民ではあるが，外出や会話の，健康

機会の交流の活性化がみられた。今後，こうした交流

交流の家は，開設した地域を問わず，地域住民の外出・の活性化が地区全体に広がれば，防災機能を有した健

交流機会を促進し健康感を改善させる可能性が示され康交流の家は，地域の防災能力の向上に寄与する可能

た。

性がある。

果を検証した他の調査と類似した結果であり

13）

高齢者の社会参加を高めることは，介護予防に効
果的である。多くの先行研究では，社会参加の促進

Ⅴ . 本研究の限界

が，高齢者の運動能力の低下や虚弱，認知機能の低下

本研究の限界は，以下の二点である。

といった，要介護要因の心身の健康問題のリスクを低

一点目は，研究デザインが横断研究であり，一年前下させることを報告している

1) － 4）14）15）。社会参加は，の状態を思い出して，それと比較して社会参加・健康

身体活動を行うための重要な動機になることが指摘さ状態・防災意識の現状を回答している点である。このれており

16）17），また，他者との楽しい交流の機会は，ような調査法による回答には想起バイアスが起こる可

高齢者の認知機能の維持に良好な影響を及ぼすと考え能性があり，今後は縦断的な調査データを用いて分析られている

18）19）。先述の通り，健康交流の家は，人々を進めていく必要がある。

が交流するための交流促進スペースが設けられており，二点目は，健康状態を評価する調査項目が，主観的利用者がスポーツや趣味の会の活動だけを行って帰っ健康感に限定されている点である。主観的健康感も将てしまうのではなく，その活動前後にも利用者同士の来の要介護リスクを予測する重要な指標であるが 20）

交流がより促されるように工夫されている。したがっ21）て，健康交流の家を週 1 回以上定期的に利用するといっ後の要介護認定発生など，介護予防に重要な指標を多た社会参加の機会は，人々の交流を通じて健康感を改角的に評価する必要がある。

，一次予防の効果をさらに検証していく為には，今善させたと考えられる。主観的健康感は，単なる主観に留まらず，将来の死亡率や要介護認定率など客観的な健康指標と関連があることが知られている

Ⅵ . まとめ

20）21）。本

本研究は，健康交流の家の開設に伴う，地域住民

結果より，健康交流の家は，利用者の社会参加の促進の外出・交流機会および主観的健康感の変化を検証し，を通じて，高齢者の一次予防に貢献する可能性が考え

さらに施設利用に伴う防災意識の変化を検証した。そられる。

の結果，健康交流の家の開設後，利用者は非利用者に

2. 健康交流の家の利用と防災意識との関連

比べて，外出・交流機会の増加および主観的健康感の健康交流の家の週 1 回以上の利用群は非利用群に改善がみられ，また防災意識が高まっていた。

比べ，防災意識が有意に向上した。先述の通り，C 地

したがって，敬老の家と津波避難施設を組み合わせ

区の健康交流の家は，津波避難施設として多彩な防災

た健康交流の家の開設は , 住民同士の交流の活性化を－ 100 －

社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

通じて，住民の健康状態の改善および防災意識の向上

地域老人における活動能力の測定 - 老研式活動能に貢献したと考えられた。本結果より，健康交流の家

力指標の開発 -．日本公衆衛生雑誌．1987; 34（3）:は，まちづくりによる一次予防に寄与できる可能性が109-114.

示唆された。

9）Zhang J, Yu KF. What's the relative risk?: A
method of correcting the odds ratio in cohort

謝辞

studies of common outcomes. Jama 1998;280（19）:1690-1691.

調査にあたり，ご協力いただきました東海市の皆様に心から感謝申し上げます。また，本研究は，厚生労10）Petersen MR, Deddens JA. A comparison of two働科学研究費補助金（H28- 長寿 - 一般 -002），科学研

methods for estimating prevalence ratios. BMC

究費補助金・基盤研究（A）（15H01972），日本医療研

Medical Research Methodology 2008;8（1）:9.

究開発機構（AMED）長寿科学研究開発事業の一環と11）Cepeda MS, Boston R, Farrar JT, Strom BL.
Comparison of logistic regression versus

して，実施いたしました。

propensity score when the number of events is

参考文献

low and there are multiple confounders. Am J

1）Holt-Lunstad J, Smith TB, Layton JB. Social

Epidemiol 2003;158（3）:280–287.

relationships and mortality risk: A meta-analytic12）Drake C. Effects of misspecification of thepropensity score on estimators of treatment

review. PLoS Medicine 2010;7（7）:e1000316.
2）Fratiglioni L, Wang H, Ericsson K, Maytan
M, Winblad B. Influence of social network

effect. Biometrics 1993;49（4）:1231-1236.
13）細川陸也，伊藤美智予，近藤克則，尾島俊之，宮國康弘，後藤文枝，阿部吉晋，越千明．「健康交on occurrence of dementia: A community-

流の家」開設による健康増進効果の検証．社会医

based longitudinal study. The Lancet 2000;355（9212）:1315-1319.
3）Kawachi I, Berkman LF. Social ties and学研究．2016; 33（1）: 59-69．
14）Welmer A, Mörck A, Dahlin-Ivanoff S. Physicalactivity in people age 80 years and older as amental health. Journal of Urban Health 2001;78

means of counteracting disability, balanced in（3）:458-467.

relation to frailty. J Aging Phys Act 2012;20

4）Unger JB, McAvay G, Bruce ML, Berkman L,
Seeman T. Variation in the impact of social
network characteristics on physical functioning（3）:317–331.
15）Takagi D, Kondo K, Kawachi I. Social
participation and mental health: Moderatingin elderly persons: MacArthur studies ofeffects of gender, social role and rurality. BMC

successful aging. The Journals of Gerontology.
Series B, Psychological Sciences and Social
Sciences 1999; 54（5）: S245-251.

Public Health 2013;13（1）:701.
16）Allender S, Cowburn G, Foster C. Understanding
participation in sport and physical activity among5）Aldrich DP. The power of people: Social capital'schildren and adults: A review of qualitativerole in recovery from the 1995 kobe earthquake.
Nat Hazards 2011;56（3）:595-611.
6）河田恵昭．大規模地震災害による人的被害の予測．

studies. Health Educ Res 2006;21（6）:826-835.
17）Bidonde MJ. Older women’s experiences ofa fitness program: The importance of social

自然災害科学．1997; 16（1）: 3-13.
7）引地博之，近藤克則，相田潤，近藤尚己．集団災
害医療における「人とのつながり」の効果：東

networks. J Appl Sport Psychol 2009;21:S86–101.
18） Bassuk SS, Glass TA, Berkman LF. Social
disengagement and incident cognitive decline in

日本大震災後の被災者支援に携わった保健師をcommunity-dwelling elderly persons. Ann Intern

対象としたグループインタビューから．Japanesejournal of disaster medicine．2015; 20（1）:51-56.

Med 1999;131（3）:165–73.
19）Zunzunegui M, Alvarado BE, Del Ser T, Otero

8）古谷野亘 , 柴田博 , 中里克治 , 芳賀博 , 須山靖男．

－ 101 －

A. Social networks, social integration, and social社会医学研究．第 34 巻 2 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34（2）2017

engagement determine cognitive decline incommunity-dwelling spanish older adults. The
Journals of Gerontology.Series B, Psychological
Sciences and Social Sciences 2003;58（2）:S93-100.
20）Aida J, Kondo K, Hirai H. et al. Assessing theassociation between all-cause mortality andmultiple aspects of individual social capital
among the older Japanese. BMC Public Health.
2011; 11（1）: 49921）平井寛 , 近藤克則 , 尾島俊之他 . 地域在住高齢者の要介護認定のリスク要因の検討

AGES プロ

ジェクト 3 年間の追跡研究 . 日本公衆衛生雑誌 .
2009; 56（8）: 501-512
22）Nakagawa Y, Shaw R. Social capital: a missing
link to disaster recovery. Int J Mass Emerg
Disasters 2004;22（1）:5–34
23）Buckland J, Rahman M. Community ‐ based
disaster management during the 1997 red riverflood in canada. Disasters 1999;23（2）:174-191.

－ 102 －

社会医学研究．第 34 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(1)2017「社会医学研究」投稿規定
１．
「社会医学研究」は、日本社会医学会（旧称：社会医学研究会）の機関誌であり、社会医学に関する優れた原著（英文抄録をつける）、総説、研究報告、レターを掲載する。
２．論文執筆者（筆頭）は、会員に限る。連名者も会員が望ましい。投稿原稿の採否は、査読の上、編集委員会で決定する。
３．ヒトおよび動物を対象にした研究は、1964 年のヘルシンキ宣言（1975, 83, 89, 96, 2000 年修正）の方針に沿った手続きを踏まえている必要がある。さらに、2014 年 12 月 22 日文部科学省・厚生労働省の「人を対象とする医学系研究に関する倫理指針」並びに、2015 年 2 月 9 日の「人を対象とする医学系研究に関する倫理指針ガイダンス」を遵守する。
「社会医学研究」の投稿に倫理審査を義務づけないが、「社会医学研究の倫理面に関するチェックリスト」を投
稿論文に添付する。
４．投稿原稿（図表を含む）は、査読、改訂などの手続きを迅速化するために、原稿を電子ファイルとして、編集委員長（櫻井尚子：nao_sakurai@jikei.ac.jp）に送付する。本文および表は必ず、「MS Word」または「一太郎」、
ないしパワーポイント、エクセルを用いた電子ファイルとする。投稿を受理した場合は、受理状況を投稿者に返信する。
なお、諸事情で、電子ファイル送付が困難な場合のみ、A4 紙に書かれた原稿 1 部とコピー２部（計３部

図表を含む）と、原稿ファイル、メールアドレスを含めたテキスト形式で保存した電子媒体とともに、封筒表左下に「社会医学研究投稿原稿在中」と明記し、郵便ないし宅配便にて、以下の宛先に送付する。
〒 105-8461

東京都港区西新橋 3-25-8

東京慈恵会医科大学
櫻井尚子

大学院医学研究科

看護学専攻修士課程

編集委員長

５．論文の校正は、初稿のみ著者が行う。
６．論文の別刷印刷は、PDF 公開のために原則受け付けない。特別にかかる費用は著者負担とする。
７．論文の送付は、原則として日本社会医学会事務局とする。ただし、総会記録特別号や研究総会特別号の場合は、総会担当役員とする。
８．執筆要領（１）原稿本文は和文とし、英、和それぞれ５語以内のキーワードをつける。
（２）原稿は、A4 版に横２５字～４０字の範囲で、十分に行間をあけ、横書きで記載する。
（３）原著、総説、研究報告などの枚数は、原則として図表などを含めて、刷り上がり８ページ程度（１ページは
約 2,100 字）までとする。原著の英文抄録は、A4 版にダブルスペースで１ページ以内とする。
（４）原稿には表紙を付け、表題、著者名、所属機関名（以上英文表記）のほか、論文の種別、氏名、メールアド
レス（携帯電話以外）、図表数、論文ページ数を記載すること。
（５）参考文献は以下の引用例に従い、引用順に番号を付け、論文末尾に一括して番号順に記載する。
    ■雑誌の場合……著者名、表題、雑誌名、年号；巻数：頁－頁、の順に記載する。著者が３名を越える場
合は３名までを記載し、残りの著者は「他」とする。

    １）近藤高明、榊原久孝、宮尾克他、成人男性の骨密度に関する検討．社会医学研究．1997; 15: 1―5    ２）Murray CL. Evidence-based health policy. Science 1996; 1274: 740―743－ 103 －

社会医学研究．第 34 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(1)2017    ■単行本の場合……編者・著者名、書籍名、所在地、発行所、発行年、頁の順に記載する。

    １）三浦豊彦編．現代労働衛生ハンドブック 増補改訂第二版増補編．川崎：労働科学研究所．1994: 293―296    ２）Murray CL. The Global Burden of Disease. Cambridge, Harvard University Press, 1966: 201―246    ■電子的技術情報を引用文献等としての記載する場合    インターネット等によって検索した電子的技術情報を引用する場合、その書誌的事項を次の順に記載する（WIPO 標準 ST.14 準拠）。著者の氏名．表題、（記載可能な場合は以下に頁、欄、行、項番、図面番号など）、
媒体のタイプを [online] として示し、判明すれば、以下にその掲載年月日（発行年月日）、掲載者（発行者）、掲載場所（発行場所）、[ 検索日 ]、情報の情報源及びアドレスを以下の例にならって記載する。データーベースからの引用では識別番号（Accession no.）を記載する。
    １）インターネットから検索された電子的技術情報の記載例（日本語での記載例）    新崎準ほか．新技術の動向．[online] 平成 10 年４月１日、特許学会．[ 平成 11 年７月 30 日検索 ]、（英語での記載例）
Arasaki j et al. Trends of new technology. [online] 1 April 1998, Jpn Assoc Acad Patent. [retrievedon 1998-02-24]. Retrieved from the Internet: ＜ URL : http://iij.sinsakijun.com/information/newtech.html ＞    ２）オンラインデータベースから検索された電子的技術情報の記載例    Dong XR, et al. Analysis of patients of multiple injuries with AIS-ISS and its clinical significance in theevaluation of the emergency managements. Chung Hua Wai Ko Tsa Chih 1993;31(5):301-302. (abstract), [online][retrieved on 1998-2-24]. Retrieved from: Medline; United States National Library of Medicine, Bethesda, MD,
USA and Dialog   Information Services, Palo Alto, CA, USA. Medline Accession no. 94155687, Dialog Accession no. 07736604.

－ 104 －

社会医学研究．第 34 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(1)2017

社会医学研究の倫理面に関するチェックリスト
投稿者氏名
×を記す。
以下、□に該当する場合は 、該当しない場合は□研究計画書・投稿原稿の記載事項□① 研究の名称□② 研究の実施体制（研究機関の名称及び研究者等の氏名を含む。）□③ 研究の目的及び意義□④ 研究の方法及び期間□⑤ 研究対象者の選定方針□⑥ インフォームド・コンセント□⑦ 個人情報等の取扱い（匿名化する場合にはその方法を含む。）□⑧ 研究対象者に生じる負担並びに予測されるリスク及び利益、これらの総合的評価並びに当該負担及びリスクを最小化する対策□⑨ 試料・情報（研究に用いられる情報に係る資料を含む。）の保管及び廃棄の方法□⑩ 研究の資金源等、研究機関の研究に係る利益相反及び個人の収益等、研究者等の研究に係る利益相反に関する状況□⑪ 研究に関する情報公開の方法□⑫ 研究対象者等に経済的負担又は謝礼がある場合には、その旨及びその内容□⑬ 事前の十分な説明及び研究対象者の自由意思による同意□⑭ 社会的に弱い立場にある者への特別な配慮□⑮ 個人情報等の保護□⑯ 研究の質及び透明性の確保						

チェック年月日＊本チェックリストは、「人を対象とする医学系研究に関する倫理指針」を基に、作成しています。

－ 105 －

社会医学研究．第 34 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(1)2017

日本社会医学会会則
第

１ 章 総
則
第 １ 条 （名称）本会は、日本社会医学会という。
英字表記は以下とする。
JAPANESE SOCIETY FOR SOCIAL MEDICINE第 ２ 条 （目的）本会は、会員相互の協力により、社会医学に関する理論及びその応用に関する研究が発展助長することをもって目的とする。
第 ３ 条 （事業）本会は、その目的達成のため、次の事業を行う。
         １．研究会の開催         ２．会誌、論文集などの発行         ３．その他必要な事業
第 ４ 条 （事務所）本会の事務所は理事会の定めるところに置く。ホームページ・社会医学会レター等で公示する。
第 ５ 条 （事業年度）本会の事業年度は、毎年５月１日に始まり、翌年４月３０日に終わる。
第 ２ 章 会員
第 ６ 条 本会は、会の目的に賛同し、会費を納める者で構成する。会員となるには書面で理事長に申し込みを行う。
第 ７ 条 会員は、学会で発表し、学会刊行物に投稿し、学会刊行物の配布を受けることが出来る。
第 ８ 条 （退会）会員は書面により理事長に通告すれば退会できる。
    第２項 会員の死亡、または失踪の通知を受けた場合には、自然退会とする。
    第３項 会員で３年度分以上の会費を滞納したものに対しては、評議員会の議決により退会したものとみなすことが出来る。
    第４項 前項により退会者が学会への復帰を希望する場合は、第 6 条に基づく手続きを行ったうえで、滞納した会費を全額納入するものとする。
第 ９ 条 （除名）会員が、本会の名誉を傷つけ、目的に反する行為を行った場合には、総会の決議により除名することが出来る。
    第２項 前項の規定により会員を除名する場合には、理事会は総会の１週間前までに当該会員に通知し、総会において弁明する機会を与えなければならない。
第 1 0 条 （名誉会員）満 70 歳以上の会員のうち、旧研究会時の世話人・本会理事経験のある者、またはそれに等しい功績があると総会で認められた者は、名誉会員に推薦することができる。
第 ３ 章 総会
第 1 1 条 （総会）本会は、毎年１回総会を開催する。
総会は、原則として事業年度終了後３か月以内に理事長が招集し、年次予算・決算、事業計画その他重要事項を、決定する。会則、会則変更等重要事項の決定は、総会の議決を経なければならない。
第 1 2 条 総会は、委任状を含め、会員の４分の１以上の出席で成立する。議決は委任状を含め過半数で決定する。
第 ４ 章 役員
第 1 3 条 （役員）本会に次の役員を置く。任期は３年間とし、再任をさまたげない。
         評 議 員         理事         監事        理事、評議員、及び監事など本会役員の定数は選出細則によって別に定める。
第 1 4 条 （選出）評議員は、会員の直接選挙によって選出される。また、理事及び監事は、評議員会の互選によって選出され、いずれも総会において承認されなければならない。
    第２項 選出に関する細目は別に定める、『役員選挙細則」による。
    第３項 理事会は、上記１項の規定にかかわらず、性、地域、職種、年令、研究分野等を考慮して、指名によって若干名の評議員を追加することができる。
    第４項 （理事長等）理事会は互選によって理事長 1 名、副理事長若干名を選出する。
    第５項 理事長は、上記 1 項の規定にかかわらず、指名によって若干名の理事を追加することができる。
第 ５ 章 役 員 会
第 1 5 条 （評議員会）本会は、評議員からなる評議員会を置く。評議員会は毎年度ごとに１回開催する。評議員会は理事会が総会に提出する、予算及び決算、事業計画等重要事項を審議する。
    第２項 （理事会）本会は理事からなる理事会を置く。理事会は年度内に３回以上開催し、総会から総会までの間、理事長のもとに承認された事業を執行するとともに、予算及び決算、事業計画を評議員会の承認のもとに総会に提出する。
    第 3 項 理事長は、本会を代表して事業の執行を行う。副理事長は理事長の業務を補佐する。事務局長は日常の事業が円滑に行われるよう企画・調整を行い、会計の管理を行う。
    第 4 項 （監事）監事は本会会計を監査する。監事は理事会に出席して意見を述べることが出来る。
    第 5 項 理事会、評議員会は、委任状を含めて定数の３分の２以上の出席で成立する。
第 ６ 章 会費
第 1 6 条 （会費）会費は年額 7000 円とする。学生・大学院生は年額 3000 円とする。ただし、研究会の開催など特別に経費を要する場合は、その都度、別に徴収することができる。
    第２項 名誉会員は、会費納入を免除される。
第 ７ 章 そ の 他
第 1 7 条 本会は、会員の希望により各地方会をおくことができる。
第 1 8 条 本会の諸行事、出版物などは、会員外に公開することができる。
第 ８ 章 雑則第 1 9 条 本会則を変更または本会を解散する場合には、理事長は全評議員の３分の２以上の賛成によって総会に提案し過半数の同意を得ることとする。
   付   則 本改正会則は 2014 年 7 月 13 日から施行する。

－ 106 －

社会医学研究．第 34 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(1)2017

日本社会医学会役員選出細則
１．（評議員の選出及び定数）  評議員は、２０名連記による全会員の直接投票によって選出される。全国の会員名簿に登載された全会員（名誉会員を除く）
を候補者として投票を行い、得票順位の上位から別に定める定員を選出する。評議員定員は会員１０名につき１名を原則とする。ただし、全ての地域（北海道・東北、関東、東海・北陸・甲信越、近畿、中国・四国・九州・沖縄の５地域）に最低４名の評議員が存在するように、選挙管理委員会は、得票順位にもとづき当選者を追加する。
   理事会は、また、性、職種、年令等を考慮して、指名によって若干名の評議員を追加することができる。
２．（理事の選出及び定数）  理事は、評議員の互選によって選出される。理事の定数は、１０名以内とする。選出された理事は、総会で承認されねばならない。
３．（理事長の選出）  理事長は、理事会での互選によって選出される。選出された理事長は、総会で承認されねばならない。なお、理事長は、上記
２．の規定にかかわらず、指名によって若干名の理事を追加することができる。
４．（理事長の代行の選出）   理事長は、事故等の理由で職務を遂行できない場合を想定して、理事の中からあらかじめ理事長代行を指名する。
５．（監事の選出及び定数）  監事は、評議員会において理事に選出された者以外から互選する。選出される監事の定数は２名とし、総会で承認されねばな
らない。
２０００年７月決定、２００７年４月２４日一部改正、２０１０年４月１０日一部改正－ 107 －

社会医学研究．第 34 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.34(1)2017

編集後記
日本学術会議は、『科学者の行動規範について』をすべての学術分野に共通する基本的な規範として平成 18 年（2006年）に声明をだしています。その後、データ捏造などの不正行為発生や、平成 23 年（2011 年）3 月 11 日の東日本大震災時の東京電力福島第 1 原子力発電所事故を踏まえ、科学者が真に社会からの信頼と負託に応えてきたかを問いなおし、平成 25 年『科学者の行動規範』の修正加筆を行いました。そして、第 1 に、科学研究の利用の両義性をあげています。「科学者は、自らの研究の成果が、科学者自身の意図に反して、破壊的行為に悪用される可能性もあることを認識し、研究の実施、成果の公表にあたっては、社会に許容される適切な手段と方法を選択」しなければならないと、述べています。
こうした中、防衛省安全保障技術研究推進制度事業費として大学などの研究機関を対象にした研究助成費予算が今年度 110 億円と大幅増額しました。これに対し、日本学術会議は『軍事的安全保障研究に関する声明』を平成 29
年 3 月 24 日付けで出しました。日本社会医学会会員は、ぜひお目通しいただきたいので、一部抜粋します。『日本学術会議が 1949 年に創設され、1950 年に「戦争を目的とする科学の研究は絶対にこれを行わない」旨の声明を、また 1967 年には同じ文言を含む「軍事目的のための科学研究を行わない声明」を発した背景には、科学者コミュニティの戦争協力への反省と、再び同様の事態が生じることへの懸念があった。近年、再び学術と軍事が接近しつつある中、われわれは、大学等の研究機関における軍事的安全保障研究、すなわち、軍事的な手段による国家の安全保障にかかわる研究が、学問の自由及び学術の健全な発展と緊張関係にあることをここに確認し、上記 2 つの声明を継承する。
…。…。研究成果は、時に科学者の意図を離れて軍事目的に転用され、攻撃的な目的のためにも使用されうるため、まずは研究の入り口で研究資金の出所等に関する慎重な判断が求められる。大学等の各研究機関は、…軍事的安全保障研究と見なされる可能性のある研究について、その適切性を目的、方法、応用の妥当性の観点から技術的・倫
理的に審査する制度を設けるべきである。学協会等において、それぞれの学術分野の性格に応じて、ガイドライン等を設定することも求める。』
本学会も 5 月 13 日開かれた理事会において、防衛省安全保障技術研究推進制度事業費等、国内外の軍事目的の研究費を使用した論文は、本学会誌・社会医学研究には掲載しないことを確認いたしました。
つきましては、論文投稿に際しましては研究資金源の記載をお願い致します。
日本社会医学会機関誌・社会医学研究
編集委員長

櫻井尚子

査読いただきました、先生方に感謝いたします。
井上まり子、大木幸子、久保美紀、児玉小百合、小橋星

元、高城智圭、高原龍二、波川京子、長谷川旦二、森河裕子、渡部月子、櫻井尚子							－ 108 －

旭、長谷川卓志、（以上、敬称略）