社会医学研究．第 35 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.35（1）2018

原著『地域への愛着』を測定する尺度の開発―都市郊外のグループ活動に参加している高齢者における検討―
Development of a scale to measure community attachment among
elderly residents participating in voluntary group activities in urbanizing
communities in Japan
櫻井尚子 1）、滝澤寛子 2）、渡部月子 3）、星旦二 4）
Naoko Sakurai1）, Hiroko Takizawa2）, Tsukiko Watanabe3）, Tanji Hoshi4）1）東京慈恵会医科大学大学院
2）京都学園大学

医学研究科

健康医療学部

3）神奈川県立保健福祉大学大学院

保健福祉学研究科

4）首都大学東京
1）The Jikei University, Graduate of Medicine
2）Kyoto Gakuen University, Faculty of Health and Medical Sciences
3）Kanagawa University of Human Services, Graduate School of Health and Social Services4）Tokyo Metropolitan University

抄録［目的］本研究の目的は、旧農村部を対象に開発された『地域への愛着』15 項目を、都市郊外住宅地に居住する
自主グループ活動に参加している高齢者に対して行い、信頼性と妥当性を検討することである。
［方法］調 査対象は、都市郊外に居住し自主グループ活動に参加している 65 歳以上の高齢者である。質問紙を769 人に配布し、回答を 327 名から得て、分析対象は 279 名とした。
［結果］項目分析では、潜在変数【住みやすい地域】の観測変数である「この地域は慣れたところで住みやすい」、「車で 15 分程度の範囲で生活が完結できて住みやすい」の 2 項目に天井効果があったが、構成概念の妥当性から残すことにした。項目間相関は、相関係数 0.7 以上が 4 組あり 3 項目を削除した。探索的因子分析の結果、項目が削除された場合の Cronbach のα係数が、全体の係数よりも高い「この地域以外のところに住もうと思わない」を削除した。Amos を用いた確認的因子分析より、潜在変数【かけがえのない地域】【通じ合う安心感】で構成される『地域への愛着』9 項目のコア項目が見いだされた。
［考察］都市郊外に居住するグループ活動に参加している高齢者においても、『地域への愛着』15 項目のモデルは適合した。特に【かけがえのない地域】【通じ合う安心感】が地域への愛着のコアになっていることが推測された。『地域への愛着』の構成概念に、【住みやすい地域】が含まれるかを検討することが、今後の課題である。

AbstractPurpose: The purpose of this study is evaluation of the reliability and validity of a 15 parameter model ofcommunity attachment developed for former rural areas to elderly residents participating in voluntary group
activities in urbanizing communities in Japan.
Methods: The subjects of this study were elderly people aged 65 years and over who live in urbanizing
communities and participate in voluntary group activities. A questionnaire distributed to 769 people yielded
327 responses, 279 of the responses were used for the analysis.
Results: In the parameter analysis, ceiling effects were observed in two observation variables-“This district iseasy to live in as I am accustomed to it” and “This district is easy to live in, since everything you need foreveryday life can be found within a 15-minute drive”-for the latent variable “Community that is easy to livein”, but we retained the two observation variables because of their validity to the construct. Inter-parameter－ 83 －

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correlation revealed correlation coefficients of 0.7 or more in four pairs, three of which were accordingly
deleted. We deleted one parameter, namely “I wouldn’t want to live elsewhere”, on conducting exploratory
factor analysis and finding that Cronbach’s alpha coefficient was higher after deletion of this parameter than
the average coefficient for all parameters. Confirmatory factor analysis using AMOS revealed that two latentvariables comprising “Community attachment”, namely “Irreplaceable community” and “Shared sense of
security”, are core parameters of community attachment.
Discussion: We found the tested 15 parameter community attachment model to be applicable to elderly
residents participating in voluntary group activities in urbanizing communities in Japan. Our results suggestthat “Irreplaceable community” and “Shared sense of security” are core items of community attachment.
We now need to consider whether “Community that is easy to live in” should be included in our community
attachment construct.
キーワード：地域への愛着尺度、高齢者、都市郊外
Keyword: community attachment scale, elderly, urbanizing

Ⅰ . 諸言日本社会の地域の愛着をどの程度測定できているかは

人々の絆やネットワーク、互助・共助などであるソー

検証されていないのが現状である。また、公衆衛生分

シャルキャピタル（社会関係資本）の重要性が述べら野では、大森ら 15）が地域への愛着の概念分析を行い、れるようになったのは、日本にヘルスプロモーション

それに基づいて、酒井ら 16） が都市部における向老期の理念を政策的に導入した「健康日本 21」である 1）。

世代の地域への愛着を測定する尺度を開発し、尺度のヘルスプロモーションを促す活動方法として、地域活

信頼性、妥当性を確認している。しかし、都市部以外、動の強化や、ヘルスサービスの方向転換があげられてあるいは向老期以外における外的妥当性は今後の課題

2）

おり 、
2013（平成 25）年より「健康日本２１（第 2 次）」の健康を支え守るための社会環境の整備に関する目標とされている。
これらを踏まえ、滝沢らは、先行研究 17）において、

3）

地域への愛着が主体的な健康づくり活動の推進要因でとされている。
地域への愛着は、人々の主観的、認知的ソーシャル・あることに着眼して、旧農山村地帯の 55 歳から 70 歳を対象に面接調査を行い、健康づくり活動参加者が地キャピタルと捉えることができる。
地域の愛着は、「年齢・居住年数・性別・宗教への域への愛着を形成するプロセスを検討した。その結果、所属・人種等の個人的属性のほかにも治安などの周辺地域への愛着は、その地域で暮らす生活と、人のつな環境や近隣住民との日常的な接触が地域愛着に影響をがりとの相互作用で湧き上がる地域への思いが育まれ、及ぼす」と Brown ら

4）は述べており、Harris ら

5）は、

健康づくり活動などにより地域の人々とつながりが強められていく構造を見出したことを述べている。この「地域に対する愛着は QOL の評価との間に有意な相関が、「地知見に基づき、西日本の旧農村地域における健康づく

域に対する愛着を向上させることは、協力行動だけでり活動に結び付く地域への愛着を測定する尺度の開発

なく、Well-being も高める可能性を有する」と述べてを試みた 18）。対象は A 市の住民基本台帳より年齢といる。また、森田ら 7）は、地域の愛着が後期高齢女性

性別を層化して無作為抽出した 2,054 人に無記名自記の 5 年生存率を高めると報告している。その他の先行式質問紙調査を行い、1,033 人の分析対象のデータをがある」と報告している。日本では、引地ら

6）においても、地域への愛着は、自主グルー

得て、2014 年に行っており、その結果、『地域への愛プ等による主体的な健康づくり活動やまちづくり活動

着 15 項目』を開発したことを報告した。なお、筆者の推進要因になると報告されている。

らの先行研究を含め本研究での『地域への愛着』の定

研究4）8）9）

欧米諸国では、地域への愛着を測定する尺度開発
11）

10）

がおこなわれ信頼性・妥当性が明らかになっている。

義は、「自分が住んでいる地域で暮らす生活と人とのつながりとの相互作用によって育まれていく、自分にしかし、地域への愛着という概念は、国や文化背景なとってその地域やそこに住む人々が大切で特別だと思どの風土に影響されるため、日本社会にそのまま導入

う感情や思考」とした。

12）

本研究の目的は、旧農村部を対象に開発した『地域で地への愛着 15 項目』を、都市郊外に居住する健康づく

域への愛着に関する研究がなされているが、質問項目

りの自主グループ活動に参加している高齢者に対しては先行研究を参考に独自の尺度で測定されているため、行い、尺度の信頼性と妥当性を検討し、ひいては日本することには課題がある。日本においては、心理学
教育学

13）

、土木学や建築学

6）8）、社会学分野14）、－ 84 －

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社会における外的妥当性が高い『地域への愛着』を開考に、付き合いの程度を「生活面で協力しあってい発することである。主体的な健康づくり活動やまちづる」4 点、「日常的に立ち話をする程度」3 点。「あいくり活動の推進要因になると報告されている『地域へさつ程度」2 点、「付き合いを全くしていない」1 点との愛着』の指標項目の信頼性・妥当性が明らかになるした。また、社会活動参加頻度は、尾島ら 21） が開発

ことで、健康づくり効果の高いプログラムの開発に寄した社会活動指標を参考に社会活動 9 項目（近所付き与する意義は大きいと考える。

合い、お寺や神社や教会に外出、レクレーション活動、
老人会 / クラブ、祭りなど地域活動、町内会自治会活Ⅱ . 研究方法

動、趣味や仲間の活動、ボランティア活動、技術や経1. 調査対象

験を人に伝える）を「週１回以上」５点、「月２回以上」

調査対象は、東京都と神奈川県の都市郊外（6 市区）４点、「月１回以上」３点、「年１回以上」２点、「全に居住し自主グループ活動に参加している 65 歳以上

くなし」１点の５段階で回答を求めた。

の高齢者である。769 名に質問紙を配布し、327 名（回倫理的配慮として、研究者が所属する東京慈恵会医収率 42.5%）から回答を得た。この内、年齢不詳や回科大学倫理委員会の承認（承認番号 28-008,8251）を答に不備があるものを除外し、分析対象を 279 名とした。

2016 年 5 月 12 日付で得た。また、研究費は東京慈恵会医科大学大学院研究補助金を使用した。

2. 調査方法および倫理的配慮

3. 分析方法

調査方法は、自主グループ活動の代表者に研究の趣
旨や方法、倫理的配慮などを説明し、研究フィールド『地域への愛着』の項目分析を行い、平均値と標提供の承諾を得て、無記名自記式質問紙を配布し、記準偏差（SD）より天井効果および床効果の確認をし載後に個別郵送返信を依頼した。尚、返信を持って研た。各項目は、1 点から 5 点の得点範囲なので、天究協力の同意を得たことにする旨を説明した。調査期

井効果を平均値 +1SD>5、床効果を平均値 -1SD<1 を間は 2016 年 6 月から 11 月までの 6 か月間であった。

目安とした。その後、項目間相関を確認した。そし調査内容は、地域への愛着尺度と、基本属性、近所て、探索的因子分析を行い、得られた因子構造の下づきあい程度、社会活動参加頻度、健康関連 QOL 尺

位尺度を含めて Cronbach のα係数を算出し、内的整である。滝澤らによって開発合性を検討した。次に、Amos を用いて確認的因子

された『地域への愛着尺度』15 項目（表 1）を 5 段階分析を行いモデルの改良を行った。モデルの適合度

評定で回答を求めた。「とてもそう思う」5 点、「まぁは、GFI（Goodness of Fit Index）は１に近いほど説そう思う」4 点、「どちらでもない」3 点、「あまり思明力があるモデルであり、AGFI（Adjusted Goodness

わない」2 点、「全く思わない」1 点とした。基本属性

of Fit Index）は１に近いほど当てはまりが良く、GFIとして、年齢、性別、居住年数、同居家族の有無、収≧ AGFI。CFI（Comparative Fit Index） は 0.9 以 上

入のある仕事の有無を尋ねた。さらに、近所づきあいを目安とした。RMSEA（Root Mean Square Error of

度の SF-12 日本語版

19）程度として、内閣府が 2003 年

20）に実施した調査を参Approximation）は 0.05 以下であれば当てはまりが良⴫ 1.㗄⋡⇟ภߣ㗄⋡
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－ 85 －

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く、0.1 以上であれば当てはまりが悪いと判断される

同居家族の有無は単身者 63 名（22.6％）、収入のあるため、本研究では 0.1 未満であればよいとした。AIC仕事をしている人は 51 名（18.5％）であった。

（Akaike’s Information Criterion）は、モデルの相対的

2.『地域への愛着』の項目分析な良さを評価する指標として、AIC が低い値のモデル『地域への愛着 15 項目』の項目分析の結果を表 2 にが良いとされる。

示す。各項目の項目困難度は、0.3 ～ 2.8％で欠損値のⅢ . 結果割合は低かった。平均値は、3.49 ～ 4.34 であり、各選

1. 対象の属性

択肢への回答割合は 0.4 ～ 47.0％と 60％を超えるもの

対象者 279 名、男性 86 名（30.8%）女性 193 名（69.2%）

はなかった。しかし、天井効果が q1（5.09）と q2（5.11）であった。年齢 65 歳から 90 歳で、平均年齢 75.7 歳、に見られたため、q1 と q2 を除外検討項目とした。床

標準偏差± 5.8 歳であった。年齢階級別は、65 ～ 69

効果が見られた項目はなかった。

歳 50 人（17.9 %）、70~74 歳 68 人（24.4 %）、75 ～ 79

次に、『地域への愛着 15 項目』の項目間相関を、

歳 84 人（30.1%）、80 ～ 84 歳 55 人（19.7%）、85 歳以Pearson 相関係数を用いて算出した（表 3）。その結果、

上 22 人（7.9%）であった。居住年数は 2 年から 90 年

q5 と q6 が 0.813、q6 と q7 が 0.705、q5 と q7 が 0.699

で、平均居住年数 40.5 年、標準偏差± 16.7 年であった。

であった。また、q11 と q12 が 0.705 と相関係数が 0.7

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社会医学研究．第 35 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.35（1）2018⴫ 3.‫ޡ‬࿾ၞ߳ߩᗲ⌕ 15 㗄⋡‫ߩޢ‬㗄⋡㑆⋧㑐
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断し、q5 と q7 と q11 を除外検討項目とした。

の 4 項目を分析から除外して、『地域への愛着 11 項目』

3.『地域への愛着

15 項目、11 項目、9 項目』の探索的因子分析を一般化された最少二乗法による因子分析を行った（表 5）。累積％は 3 因子 11 項目の全分散の 62.6%を説『地域への愛着 15 項目』の探索的因子分析を行った

明していた。第 1 因子を【かけがえのない地域】、第 2（表 4）。一般化された最少二乗法、プロマックス回転

因子を【つながる安心感】、第 3 因子を【住みやすい地域】

により 3 因子が抽出された。累積％は 3 因子 15 項目とした。ｑ 15「地域の人との交流が元気のもとだ」がの全分散の 61.3%を説明していた。第 1 因子は、地域

第 1 因子より第 2 因子に移動していたため、第 2 因子の良いところを残しておきたい、住み続けることを考の名称を【つながる安心感】とした。地域への愛着 11

えて必要な準備をするなどを表す項目が高い負荷量を項目の内的整合性を検討した結果、Cronbach のα係示しており【かけがえのない地域】、第 2 因子は、こ数は 0.915、各因子のα係数は第 1 因子 0.826、第 2 因ころが通じ合う安堵感や助け合えるという感じが高子 0.874、第 3 因子 0.777 と 15 項目よりもやや低い値

い負荷量を示しており【通じ合う安心感】、第 3 因子ではあるが、0.7 以上を示した。

は、慣れたところで住みやすい、生活が完結できて住
みやすいから構成されており【住みやすい地域】と命

16

さらに、『地域への愛着９項目』の探索的因子分析を行った。『地域への愛着 15 項目』の q1、q2、q5、名した。地域への愛着尺度の内的整合性を検討した結

q7、q11、q9 の 6 項目を分析から除外して、『地域へ果、α係数は 0.925 と十分高い値を示した。また、各の愛着 9 項目』を一般化された最少二乗法による因子

因子の Cronbach のα係数は第 1 因子 0.875、第 2 因子分析を行った（表 6）。スクリープロットを見ると第 20.905、第 3 因子 0.777 と 0.7 以上を示していた。項目

因子までの傾きが大きく、第 3 因子以降の傾きが小さが除外された場合の Cronbach のα係数は q9 が 0.934

くなっていることと、因子の解釈可能性を考慮するととなり、15 項目因子より高い値を示したため、q9「こ2 因子構造が妥当であると考えられた。そこで、2 因の地域以外の所に住もうとは思わない」は除外検討項

子を仮定し、地域への愛着尺度の下位概念は相互に正目とした。

の関連が想定されるため、プロマックス回転による因次に、『地域への愛着 11 項目』の探索的因子分析を

子分析を行った。説明された分散の合計の初期の固有行った。『地域への愛着 15 項目』の q1、q2、の 2 項

値の変化（5.278,

目は構成概念としての住みやすい地域を意味するもの

2 因子で 9 項目の全分散の 59.5％を説明していた。第であり、地域への愛着の普遍的な構成概念が定まって1 因子を【かけがえのない地域】、第 2 因子を【通じ－ 87 －

0.772,

0.606,…）と累積％をみると

社会医学研究．第 35 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.35（1）2018

⴫ 4. ㇺᏒ㇠ᄖߦ૑߻㜞㦂⠪ߩ‫ޡ‬࿾ၞ߳ߩᗲ⌕ 15 㗄⋡‫ߩޢ‬࿃ሶಽᨆߩ⚿ᨐ㗄⇟㗄⋡╙ 1 ࿃ሶ

╙ 2 ࿃ሶ

╙ 3 ࿃ሶ

q12‫ߩߎޟ‬࿾ၞߩ⦟޿ߣߎࠈ‫ࠍޠ‬ᱷߒߡ߅߈ߚ޿

0.931-0.060-0.031q11

࿾ၞߩߎߣࠍ⦡ࠎߥੱߦ⍮ߞߡ߶ߒ޿

0.890

0.069

-0.177q13

૑ߺ⛯ߌࠆߎߣࠍ⠨߃ߡᔅⷐߥߎߣࠍḰ஻ߔࠆ

0.676

0.041

0.011

q10

‫޿ߥߩ߃߇ߌ߆ޟ‬࿾ၞ‫ߛޠ‬

0.676

0.121

0.097

q14

࿾ၞ߿‫ޔ‬࿾ၞߩੱ‫ߦޘ‬ᓎ┙ߟߎߣࠍߒߚ޿

0.619

0.074

0.033

q9

ߎߩ࿾ၞએᄖߩߣߎࠈߦ૑߽߁ߣᕁࠊߥ޿

0.552-0.135-0.023q3

ߎߩ࿾ၞߩᱧผ߿ᢥൻߦ⹶ࠅࠍᕁ߁

0.450-0.0580.355

q15࿾ၞߩੱߣߩ੤ᵹ߇ర᳇ߩ߽ߣߛ

0.437

0.271

0.098

q6

ഥߌว߃ࠆߣ޿߁ᗵߓࠍ߽ߞߡ޿ࠆ

-0.0730.994-0.090q5޿޿ᗧ๧ߢ᳇ߦ߆ߌ޽߁㑐ଥߛ

0.000

0.970

-0.109q7

ߤߎߩ⺕߆߅߅߆ߚࠊ߆ࠆ቟ᔃᗵ߇޽ࠆ

-0.0550.840-0.001q4

࿾ၞߩੱߣߪ‫߇ࠈߎߎޔ‬ㅢߓว߁቟႑ᗵ߇޽ࠆ

0.023

0.524

0.393

q8

ߎߩ࿾ၞߩਛߦ޿ࠆߣ⪭ߜ⌕ߊ

0.227

0.393

0.235

q1

ߎߩ࿾ၞߪ‫ޔ‬ᘠࠇߚߣߎࠈߢ૑ߺ߿ߔ޿

-0.122-0.0320.898

q2↢ᵴ߇ቢ⚿ߢ߈ߡ૑ߺ߿ߔ޿

-0.003-0.076

0.843

Cronbach ߩǩଥᢙ㧦ో૕ 0.925  ╙ 1 ࿃ሶ 0.875  ╙ 2 ࿃ሶ 0.905  ╙ 3 ࿃ሶ 0.777╙ 1 ࿃ሶฬ‫޿ߥߩ߃߇ߌ߆ޣ‬࿾ၞ‫ޤ‬‫ޔ‬╙ 2 ࿃ሶฬ‫ޣ‬ㅢߓ޽߁቟ᔃᗵ‫ޔޤ‬╙ 3 ࿃ሶฬ‫ޣ‬૑ߺ߿ߔ޿࿾ၞ‫ޤ‬
࿃ሶ᛽಴ᴺ㧦৻⥸ൻߐࠇߚᦨዋੑਸ਼ᴺ
࿁ォᴺ㧦Kaiser ߩᱜⷙൻࠍ઻߁ࡊࡠࡑ࠶ࠢࠬᴺ
⚥Ⓧ㧑ߪ‫ޔ‬3 ࿃ሶ 15 㗄⋡ߩోಽᢔߩ 61.289㧑ࠍ⺑᣿ߒߡ޿ࠆ‫ޕ‬        ࿃ሶ⋧㑐
࿃ሶ

1

2

3

1

1.00

0.723

0.655

2

0.723

1.00

0.625

3

0.655

0.625

1.00

㗄⋡߇೥㒰ߐࠇߚ႐วߩ Cronbach ߩǩଥᢙ
㗄⋡

q1

q2

q3

q4

q5

q6

q7

q8

q9

q10

q11

q12

q13

q14

q15

ో૕

.923

.923

.921

.917

.918

.919

.920

.918

.934

.916

.918

.917

.920

.920

.919

17

－ 88 －

社会医学研究．第 35 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.35（1）2018

⴫ 5. ㇺᏒ㇠ᄖߦ૑߻㜞㦂⠪ߩ‫ޡ‬࿾ၞ߳ߩᗲ⌕ 11 㗄⋡‫ߩޢ‬࿃ሶಽᨆߩ⚿ᨐ㗄⇟㗄⋡╙ 1 ࿃ሶ

╙ 2 ࿃ሶ

╙ 3 ࿃ሶ

q12‫ߩߎޟ‬࿾ၞߩ⦟޿ߣߎࠈ‫ࠍޠ‬ᱷߒߡ߅߈ߚ޿

0.901

0.642

0.421

q10

‫޿ߥߩ߃߇ߌ߆ޟ‬࿾ၞ‫ߛޠ‬

0.777

0.724

0.514

q13

૑ߺ⛯ߌࠆߎߣࠍ⠨߃ߡᔅⷐߥߎߣࠍḰ஻ߔࠆ

0.727

0.578

0.352

q14

࿾ၞ߿‫ޔ‬࿾ၞߩੱ‫ߦޘ‬ᓎ┙ߟߎߣࠍߒߚ޿

0.677

0.600

0.395

q3

ߎߩ࿾ၞߩᱧผ߿ᢥൻߦ⹶ࠅࠍᕁ߁

0.652

0.576

0.494

q4

࿾ၞߩੱߣߪ‫߇ࠈߎߎޔ‬ㅢߓว߁቟႑ᗵ߇޽ࠆ

0.662

0.868

0.581

q8

ߎߩ࿾ၞߩਛߦ޿ࠆߣ⪭ߜ⌕ߊ

0.645

0.804

0.457

q6

ഥߌว߃ࠆߣ޿߁ᗵߓࠍ߽ߞߡ޿ࠆ

0.569

0.717

0.425

q15

࿾ၞߩੱߣߩ੤ᵹ߇ర᳇ߩ߽ߣߛ

0.681

0.698

0.417

q1

ߎߩ࿾ၞߪ‫ޔ‬ᘠࠇߚߣߎࠈߢ૑ߺ߿ߔ޿

0.458

0.540

0.996

q2

↢ᵴ߇ቢ⚿ߢ߈ߡ૑ߺ߿ߔ޿

0.503

0.579

0.664

Cronbach ߩǩଥᢙ㧦ో૕ 0.915 ╙ 1 ࿃ሶ 0.826 ╙ 2 ࿃ሶ 0.874 ╙ 3 ࿃ሶ 0.777╙ 1 ࿃ሶฬ‫޿ߥߩ߃߇ߌ߆ޣ‬࿾ၞ‫ޤ‬‫ޔ‬╙ 2 ࿃ሶฬ‫ࠆ߇ߥߟޣ‬቟ᔃᗵ‫ޤ‬╙ 3 ࿃ሶฬ‫ޣ‬૑ߺ߿ߔ޿࿾ၞ‫ޤ‬
࿃ሶ᛽಴ᴺ㧦৻⥸ൻߐࠇߚᦨ⚳ੑਸ਼ᴺ
࿁ォᴺ㧦Kaiser ߩᱜⷙൻࠍ઻߁ࡊࡠࡑ࠶ࠢࠬᴺ
⚥Ⓧ㧑ߪ‫ޔ‬3 ࿃ሶ 11 㗄⋡ߩోಽᢔߩ 62.577㧑ࠍ⺑᣿ߒߡ޿ࠆ‫ޕ‬        ࿃ሶ⋧㑐
࿃ሶ

1

2

3

1

1.000

0.772

0.519

2

0.772

1.000

0.606

3

0.519

0.606

1.000

⴫ 6. ‫ޡ‬࿾ၞ߳ߩᗲ⌕㧥㗄⋡‫ߩޢ‬࿃ሶಽᨆ⚿ᨐ㗄⋡߇೥㒰ߐࠇߚ႐วߩ
Cronbach ߩǩଥᢙ
㗄⋡

q1

ో૕

㗄⋡ .9110.912

㗄⇟

q2

q3

q4

q6

q8

q10

q12

q13

q14

q15

0.909

0.902

0.910

0.906

0.903

1 ࿃ሶ0.909╙ 20.907
࿃ሶ
0.904 ╙0.909

㗄⋡߇೥㒰ߐࠇ
ߚ႐วߩǩଥᢙ

q12⦟޿ߣߎࠈࠍᱷߒߡ߅߈ߚ޿

0.866

0.618

0.895

q10

߆ߌ߇߃ߩߥ޿࿾ၞߛ

0.815

0.635

0.896

q13

૑ߺ⛯ߌࠆߎߣࠍ⠨߃ߡᔅⷐߥḰ஻ࠍߔࠆ

0.726

0.538

0.903

q15

࿾ၞߩੱߣߩ੤ᵹ߇ర᳇ߩ߽ߣߛ

0.695

0.659

0.900

q14

࿾ၞ߿࿾ၞߩੱ‫ߦޘ‬ᓎ┙ߟߎߣࠍߒߚ޿

0.682

0.589

0.903

q3

ᱧผ߿ᢥൻࠍ⹶ࠅߦᕁ߁

0.629

0.589

0.906

q4

ߎߎࠈ߇ㅢߓว߁቟႑ᗵ߇޽ࠆ

0.658

0.962

0.896

q8

ߎߩ࿾ၞߩਛߦ޿ࠆߣ⪭ߜ⌕ߊ

0.679

0.718

0.900

q6

ഥߌว߃ࠆߣ޿߁ᗵߓࠍ߽ߞߡ޿ࠆ

0.600

0.667

0.904

18

Cronbach ߩǩଥᢙ㧦ో૕ 0.910  ╙ 1 ࿃ሶ 0.876  ╙ 2 ࿃ሶ 0.828╙ 1 ࿃ሶฬ‫޿ߥߩ߃߇ߌ߆ޣ‬࿾ၞ‫ ╙ ޤ‬2 ࿃ሶฬ‫ޣ‬ㅢߓ޽߁቟ᔃᗵ‫ ޤ‬
࿃ሶ᛽಴ᴺ㧦৻⥸ൻߐࠇߚᦨዋੑਸ਼ᴺ
࿁ォᴺ㧦Kaiser ߩᱜⷙൻࠍ઻߁ࡊࡠࡑ࠶ࠢࠬᴺ
⚥Ⓧ㧑ߪ‫ޔ‬2 ࿃ሶ 9 㗄⋡ߩోಽᢔߩ 59.478㧑ࠍ⺑᣿ߒߡ޿ࠆ‫ޕ‬
࿃ሶ⋧㑐
࿃ሶ

1

2

1

1.00

0.732

2

0.732

1.00

－ 89 －

社会医学研究．第 35 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.35（1）2018

⴫ 7. ࿾ၞ߳ߩᗲ⌕ዤᐲߣᄖ⊛ၮḰ㑐ㅪ࿾ၞ߳ߩᗲ⌕

ᐔဋ୯

㗄 ⋡

rᮡḰ✬Ꮕ
55.2r 7.9♖␹⊛ஜᐽᐲ (MCS)SF-12

51.7r 9.5

ᔃߩஜᐽ

15 㗄⋡

11 㗄⋡

9 㗄⋡

⋧㑐ଥᢙ

⋧㑐ଥᢙ

⋧㑐ଥᢙ

0.263

0.268

0.267

㧖㧖

㧖㧖

㧖㧖

0.310

0.324

0.295

㧖㧖

㧖㧖

㧖㧖

ㄭᚲઃ߈ว޿,߅ኹ߿␹␠ᢎળߦᄖ಴

␠ળᵴേ࡟ࠢ࡟࡯࡚ࠪࡦᵴേ, ⠧ੱળ/ࠢ࡜ࡉ9 㗄⋡ߩ⑂ࠅߥߤ࿾ၞᵴേ,↸ౝળ⥄ᴦળᵴേෳട㗫ᐲ⿰๧߿ખ㑆ߩᵴേ,ࡏ࡜ࡦ࠹ࠖࠕ

24.9r7.0ᛛⴚ߿⚻㛎ࠍੱߦવ߃ࠆ

3.19r0.72

ㄭᚲઃ߈ว޿⒟ᐲ

40.5r16.7

ዬ૑ᐕᢙ

0.393

0.393

0.397

㧖㧖

㧖㧖

㧖㧖

0.463

0.424

0.452

㧖㧖

㧖㧖

㧖㧖

0.303

0.308

0.300

㧖㧖

㧖㧖

㧖㧖

Pearson ߩ⋧㑐ଥᢙ    㧖㧖 ⋧㑐ଥᢙ 1㧑᳓Ḱߢ᦭ᗧ㧔ਔ஥㧕ߢ޽ࠆ‫ޕ‬

合う安心感】とした。ｑ 15「地域の人との交流が元く と、 カ イ 二 乗 ＝ 142.399、 自 由 度 ＝ 41、 有 意 確

気のもとだ」が第 1 因子に移動していたため、第 2 因率子の名称を 15 項目と同様の【通じ合う安心感】とし

RMSEA=0.094 AIC=192.399 CAIC=308.179 で あ った。2 因子構造の因子分析をふまえて、地域への愛着た。一方、「交流が元気のもと」を第 1 因子に置くと、尺度の内的整合性を検討した結果、Cronbach のα係

カイ二乗＝ 132.579、自由度＝ 41、有意確率＝ 0.000、数は 0.910、第 1 因子は 0.876、第 2 因子は 0.828 と充

GFI=0.924,

分に高い値を示した。項目が削除された時の各項目のAIC=182.579, CAIC=298.360 であった。このため適合

Cronbach のα係数は 0.895 ～ 0.906 であり、q3 が 0.906

度が良い第 1 因子に「交流が元気のもと」を配置すると微妙な数であったが基準以内であり、意味内容からことにした（図 2）。因子と潜在変数間の標準化推定値

必要と判断して残すことにした。

は、0.67 ～ 0.86 であり、潜在変数間の相関係数は、0.67

4.『地域への愛着

15 項目、11 項目、9 項目』の確認的因子分析＝ 0.000、GFI=0.922、AGFI=0.875 CFI=0.939

AGFI=0.877,

CFI=0.945 RMSEA=0.090,～ 0.87 であった。これにより、第 2 因子の潜在変数名
を 15 項目と同様の【通じ合う安心感】とした。

『地域への愛着 15 項目』が、3 因子構造となること

さらに、『地域への愛着 9 項目』が、2 因子構造となを確かめるために、Amos を用いた確認的因子分析をることを確かめるために、確認的因子分析を行った（図

行った（図 1）。３つの因子からそれぞれ該当する項目

3）。第 1 因子は 6 項目で構成されており【かけがえのが影響を受けて、全因子間に共分散を仮定したモデル

ない地域】と命名した。第 2 因子は 3 項目で構成されで分析を行った。CMIN は、カイ二乗＝ 307.092、自ており、【通じ合う安心感】と命名した。2 つの因子

由度＝ 87、有意確率＝ 0.000 であった。適合指標は 23
GFI=0.867,

AGFI=0.817,CFI=0.915

からそれぞれ該当する項目が影響を受けて、全因子間に共分散を仮定したモデルで分析を行った。CMIN：RMSEA=0.095, AIC=373.092, CAIC=525.922 であっ

カイ二乗＝ 87.933、自由度＝ 26、有意確率＝ 0.000 でた。因子と潜在変数間の標準化推定値は、0.41 ～ 0.88

あ っ た。 適 合 指 標 は GFI=0.935,であり、潜在変数間の相関係数は、0.59 ～ 0.79 であった。

＝ 0.954,RMSEA=0.093, AIC=125.933, CAIC=213.9263

次 に、『 地 域 へ の 愛 着 11 項 目 』 が、3 因 子 構 造であった。因子と潜在変数間の標準化推定値は、0.66と な る こ と を 確 か め る た め に、 確 認 的 因 子 分 析 を～ 0.85 であり、潜在変数間の相関係数は、0.87 であった。

行 っ た。q15「 交 流 が 元 気 の も と 」 は、 探 索 的因子

本研究対象者においては、『地域への愛着』15 項目

分 析 で は 第 2 因 子 に ふ く ま れ た が、 確 認 的 因 子 分

よりも 11 項目、さらに 9 項目のモデルが統計的には析を行った。「交流が元気のもと」を第 2 因子に置当てはまりの良いことが明らかになった。

－ 90 －

AGFI=0.888,

CFI

社会医学研究．第 35 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.35（1）2018ࠞࠗੑਸ਼㧩307.092  ⥄↱ᐲ 87 p=0.000࿑ 1.‫ޡ‬࿾ၞ߳ߩᗲ⌕ 15 㗄⋡‫ޢ‬  ⏕⹺⊛ಽᨆ n㧩279

GFI=0.867,

AGFI=0.817, RMSEA=0.095

CFI=0.915

AIC=373.092, CAIC=525.922

20－ 91 －

社会医学研究．第 35 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.35（1）2018ࠞࠗੑਸ਼㧩132.579  ⥄↱ᐲ 41 p=0.000࿑ 2.‫ޡ‬࿾ၞ߳ߩᗲ⌕ 11 㗄⋡‫ޢ‬  ⏕⹺⊛ಽᨆ n=279

GFI=0.924,

AGFI=0.877, RMSEA=0.090

CFI=0.945

AIC=182.579, CAIC=298.360

21－ 92 －

社会医学研究．第 35 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.35（1）2018ࠞࠗੑਸ਼㧩87.933  ⥄↱ᐲ 26 p=0.000
GFI=0.935,

AGFI=0.888,

RMSEA=0.093

CFI=0.954,

AIC=125.933,

CAIC=213.926

࿑ 3㧚‫ޡ‬࿾ၞ߳ߩᗲ⌕ 9 㗄⋡‫⊛⹺⏕ޢ‬ಽᨆ n=279

22－ 93 －

社会医学研究．第 35 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.35（1）2018

5.『地域への愛着』基準関連妥当性―外部変数
との相関

以上の住民のソーシャル・キャピタルの要素として【地域への愛着】【自然との共生】を抽出している。しかし、『地域への愛着』の基準関連妥当性をみるために、

高橋ら 29）は、宮城県南部の丘陵地域でおこなったイ

理論的に関連があると考えられる変数との相関係数

ンタビュー調査で「住みやすい地域であってほしい」を調べた。地域の愛着 15 項目、11 項目、9 項目につをサブカテゴリーとした【地域への愛着】のカテゴリー

いての近所づきあい程度（r=0.463、0.424、0.452）はを抽出している。住みやすい地域であってほしいとい比較的強い相関を、健康づくりグループなどの社会

う中には、利便性だけでなく、地域の環境や人々との活動参加頻度（r=0.393、0.393、0.397）と比較的強い関係において住みやすい地域であって欲しいという意

相関に近い相関を示した。また、SF-12 の心の健康味が含まれることが推測される。確認的因子分析にお（r=0.310、0.324、0.295）、 健 康 関 連 QOL 尺 度 の 精 神

いて潜在変数【住みやすい地域】の標準化編回帰係数

的健康度（r=0.263、0.268、0.267）と弱い相関を認めた。

は「慣れすみやすい」0.78、「車で 15 分程度の範囲でさらに、居住年数（r=0.303、0.308、0.300）とも弱い生活が完結できる」0.82 と両者ともに高い値を示して正の相関を認めた（いずれも p ＜ 0.01）。

いたことから、統計的にも両者が含まれていると言える。吉田らは「分布の歪みよりも内容を重視すべきで

Ⅳ . 考察あろう。一部で用いられている「平均値±標準偏差が1.都市郊外に居住する高齢者の『地域への愛

項目得点の取り得る範囲を超えたら、その項目は天井効果・床効果をしめしたとして除外する」という手続着』15 項目
都市郊外に居住する高齢者の『地域への愛着』15 項

きは、平均が同じなら分散の大きい項目を除外するこ目の尺度は、【かけがえのない地域】【通じ合う安心感】とになり、適切とは言えない。31）」と述べている。地【住みやすい地域】の 3 因子で構成された。尺度の信域への愛着の構成概念として【住みやすい地域】を含

頼性は、尺度全体および下位尺度とも Cronbach α係

めて検討を重ねることが、今後求められると考える。

数が、0.78 以上であり、内的整合性が保たれていた。

3.『地域への愛着』を測定する尺度の開発

尺度項目の回答困難度は、0.3 ～ 2.8 と 3％以下であり直接観察することができない『地域への愛着』と

表面妥当性はあった。また、先行研究で報告されていいう構成概念を測定するには、測定尺度の妥当性は重る外的基準との関連では、社会活動参加頻度 8）、居住要である。「平井 30）は、尺度作成の際に、構成概念の年数 4）14）22）23）24）25）、健康度 26）27）とには相関が認めら

定義、ドメイン（構成概念に含まれる要素や下位領れ、基準関連妥当性も認められた。また、AMOS を域）、対象とする被験者の範囲などをまとめた「尺度用いた確認的因子分析で得たモデルにおいても適合指仕様書」を作成することを進めている。31）」本研究に標は、ほぼ満たされており、都市郊外に居住する高齢おける、地域への愛着の構成概念は、①自分が住んで者においても妥当な 15 項目であると考えた。

いる地域が自分にとって大切で特別だと思う感情や思

2.【住みやすい地域】

考、②自分が住んでいる地域で暮らす生活と人とのつ『地域への愛着』15 項目は、旧農村地域に住む向老

ながりとの相互作用によって育まれていくもの、③自期から前期高齢者を対象に開発されたものである。本分が住んでいる地域に住む人々が自分にとって大切で研究においては、「慣れたところで住みやすい」「生活特別だと思う感情や思考、とした。地域への愛着 9 項が完結できて住みやすい」という質問項目は、天井効

目の因子が【かけがえのない地域】【通じ合う安心感】

果が認められたため削除したモデルと含めたモデルでから構成されたのは定義と一貫性が認められる。11 項比較した。東京近郊に位置する利便性の高い新興住宅

目の因子として【住みやすい地域】が加わることを妥地の 50 ～ 69 歳の住民基本台帳から選定した住民を対当と捉えることもできるが、異なる地域の人々にインの地域への愛着尺度においても【住タビューすることで構成概念をより明確にしていく必

みやすい地域】に該当するものは認められなかった。

要があると考える。対象とする被験者の範囲は、本研筆者が山間部で行った面接において「トンネルからこ究においては都市郊外であり、先行研究は旧農村部でちらでは住む覚悟がいります。でも、ここが落ち着くあった。地域への愛着を測定する尺度としては、向老んです。他で暮らそうとは思いません。」という声を期 55 歳以上を含む年代を対象範囲として、今後日本聞いている。吉村ら 28）は、中山間地域における 40 歳

文化の中で利用可能なものとしていきたいと考える。

象にした酒井ら16）－ 94 －

社会医学研究．第 35 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.35（1）2018

項目得点の分布の歪みについて、「ある程度の分散があれば分布の歪みよりも内容を重視すべきであろう。

ものである場合は特にそうである。31）」本研究においては、近所付き合いと社会活動参加頻度、…因子分析に含めることの可否と構成概念の測定とし精神的健康度と心の健康が類似したものと捉えられての有用性は別である。項目は単独で用いられるのでる。居住年数を含めて大枠で 3 項目に比較的強い相関はなく、得点が合計されて尺度得点に組み入れられるに近い相関が認められており、外的基準関連妥当性はことからも、項目得点の（妥当性以外の）統計的特徴

あると判断した。

31）に過敏になる必要はないと考えられる。 」との意見もあり、【住みやすい地域】を含めて検討する有用性

Ⅴ . 結語があると考える。

旧農村部を対象に開発された『地域への愛着 15 項

項目間相関については、「気にかけあう関係」と「助目』を、都市郊外住宅地に居住する自主グループ活動

け合える感じ」、「助け合える感じ」と「おおかたわかに参加している高齢者に対して行い、信頼性と妥当性る安心感」、「いろんな人に知って欲しい」と「地域のを検討した。

よいところを残しておきたい」が強い相関が認めら都市郊外に居住するグループ活動に参加している高れたため、「助け合える感じ」と「地域のよいところ

齢者においても、『地域への愛着 15 項目』のモデルはを残しておきたい」を採用し、3 項目を削除した。こ

適合した。項目分析では、潜在変数【住みやすい地域】のため Cronbach のα係数は 15 項目 0.925 から 9 項目の観測変数である「この地域は慣れたところで住みや

0.910 と低い値となったが、0.9 以上であるため問題な

すい」、「車で 15 分程度の範囲で生活が完結できて住いと考えた。「α係数は、項目得点間の相関が高いほみやすい」に天井効果が認められた。項目間相関は、

ど大きな値となるため、尺度作成の際にはα係数を高相関係数 0.7 以上が 4 組あり 3 項目を削除した。また、くすることを最優先すると、尺度仕様書の定めたドメ

探索的因子分析の結果、「この地域以外のところに住インのバランスを崩し、測りたい構成概念の報告からもうと思わない」を削除し、確認的因子分析を行った。

31）

ずれた尺度となる危険がある。 」と述べられている

その結果、【かけがえのない地域】【通じ合う安心感】

が、15 項目、11 項目とも、ドメインや構成概念からで構成される『地域への愛着 9 項目』のコアが見いだのずれは認められていないと考える。

されたと考える。『地域への愛着』の構成概念に、【住構成概念を詳細に定義することが困難な本研究においては、探索的な因子分析は有用であると考えるが、みやすい地域】が含まれるかを検討することが、今後の課題である。

「探索的分析で一挙に尺度化まで進むのは無理がある。
探索的な検討の結果をふまえて構成概念を明確に定義謝辞

し、その定義に沿った項目の検討を行うステップが必要である。31）」15 項目の因子分析を行った結果、「この地域以外のところに住もうと思わない」が、項目が除外された場合の Cronbach のα係数が全体よりも高値になったため除外した。近年、都市郊外部においては特に「この地域以外のところに…」というこだわり
はしだいに薄れてきたように感じる。地方の高齢者た
ちとの会話では多く聞かれる言葉であるが、都市郊外

本調査にご協力くださいました地域住民の皆様、グループとの仲介をしてくださった社会福祉協議会や行政の関係各位の皆様に感謝申し上げます。また、本研
究の調査依頼やデータ入力に協力してくださった保健師の間仲聡子さんに感謝いたします。

文献の高齢者たちのケアを受ける状況になった時のあきら
めや現実受容とも感じられる。そのことが数字として表れていると解釈し除外することにした。
外部変数との相関による基準関連妥当性を最後に確認した。「外部変数と一定の正の相関があるという結果が得られたとしても、妥当性の証拠としては弱い。
…2,3 の変数との相関を単純に調べるだけでは十分な証拠とは言えない。その 2,3 の変数が互いに類似した－ 95 －

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