ISSN 2433-7013

日本リハビリテーション教育学会誌
第 5 巻 第 3 号 2022 年

NPO:Rehabilitation Academic center（RAC）
The Society of Japan Rehabilitation

Education

日本リハビリテーション教育学会誌
第5巻 第3号
目次

原 著
鍼灸師の批判的思考態度に関する研究-鍼灸師のための批判的思考態度を評価する尺度の信頼性と妥当性の検証-

柊木 明子・他・ 75 – 83

原 著
勤務施設における理学療法士の新人教育に関する実態調査
四宮 明宏・他・ 84 – 94

原 著
説明相手の違いが学習内容の理解に及ぼす影響―講義場面での効果検証―

大西 康平・他・95 – 102

原 著
認知症患者に対する作業療法学生の態度形成―顕在的認知とBPSDへの困難感による因果モデル―

黒川 喬介・他・103 – 117

日本リハビリテーション教育学会誌

第5巻

第3号

2022 年

原 著

鍼灸師の批判的思考態度に関する研究-鍼灸師のための批判的思考態度を評価する尺度の信頼性と妥当性の検証A study of the critical thinking attitudes of acupuncturists:
Verification of the reliability and validity of an evaluation scale for the criticalthinking attitudes of acupuncturists

柊木明子１，2) 堀本ゆかり 3)
Akiko HIIRAGI, Acupuncturist 1,2）,

1)

Yukari HORIMOTO,RPT ,PhD 3）

福岡天神医療リハビリ専門学校鍼灸学科：福岡県福岡市中央区渡辺通 4 丁目 3－7（〒810－0004）
Acupuncture and Moxibustion Department, Fukuoka Tenjin Medical Rehabilitation Specialist School
4-3-7 ,Watanabedori, Chuo-ku, Fukuoka City,Fukuoka （〒810-0004）,Japan
E-mail: 20S3055@g.iuhw.ac.jp

2)

国際医療福祉大学大学院 医療福祉学研究科 保健医療学専攻（医療福祉教育・管理分野）博士課程：福岡県福岡市早良区百道浜 2－4－16（〒814―0001）
Department of Education and Management in Health and Welfare, Graduate School of Health and Welfare
Sciences,International University of Health and Welfare, Doctoral Course:2-4-16, Momochihama,Sawaeaku,Fukuoka City,Fukuoka（〒814-0001）,Japan3)

国際医療福祉大学大学院 医療福祉学研究科 保健医療学専攻（医療福祉教育・管理分野）: 福岡県大川市榎津 137-1（〒831-8501）
Department of Education and Management in Health and Welfare, Graduate School of Health and Welfare
Sciences,International University of Health and Welfare:137-1,Enokidu, Ookawa City,Fukuoka,（〒831-8501）, Japan

日本リハビリテーション教育学会誌

2022;5(3):75–83.

受付日 2022 年 4 月 25 日

受理日 2022 年 6 月 24 日

要旨：[目的] 本研究では,これからの鍼灸師の育成に必要な批判的思考態度尺度を検討し,その信頼性と妥当性を検証した． [対象と方法] 対象は,国家資格を持つ鍼灸師 500 名とした.方法は,平山の批判的思考態度尺度を基に WEB アンケ
ート調査を実施した． [結果] 抽出因子の Kaiser-Meyer-Olkin の標本妥当性の測度は 0.888,Bartlet の球面体検定は p- 75 -

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2022 年≺0.01 であり,因子分析を適応性が保証された.因子の命名は、第１因子「思考の深まり」第 2 因子「異なる思考の探究」
第 3 因子「客観的態度」第 4 因子「思考の広がり」とした.下位尺度 4 因子の Cronbach の α 係数はすべて 0.7 以上であり信頼性が認められた.構造方程式モデリングによる適合度も十分であり,妥当性が示された． [結語] 作成した批判的思考態度尺度は,鍼灸師の汎用的能力を評価する尺度として有用であることが示唆された．
キーワード：批判的思考態度、鍼灸師、汎用的能力

Japanese Journal of Rehabilitation education 2022;5(3):75–83. Submitted Apr.25,2022. Accepted Jun. 24,2022.
ABSTRACT: [Purpose] this study examined a critical thinking attitude scale necessary for the cultivation ofacupuncturists in the future and verified its reliability and validity.

[Subjects and Methods] The participants

were 500 acupuncturists possessing national qualifications. A web questionnaire survey was
conducted based on Hirayama’s critical thinking attitude scale.[Results] The Kaiser-Meyer-Olkin sample validity
measure of the extraction factor was 0.888, and Bartlett’s spherical test had p ≺ 0.01, ensuring the adaptabilityof factor analysis. The first, second, third, and fourth factors were named “deepening of
thinking,” “search for different thinking,” “objective attitude,” and “expansion of thinking,”
respectively. Cronbach’s α coefficient of the four subscale factors was 0.7 or higher, indicating reliability.
Additionally, the goodness of fit by structural equation modeling was sufficient, indicating validity.
[Conclusion] The critical thinking attitude scale we created was found to be useful for evaluating the genericskills of acupuncturists.
Key Words: critical thinking attitudes, acupuncturists, generic skills

Ⅰ．はじめに2018 年の鍼灸教育のカリキュラム改訂に伴い,鍼灸教育の方針が見直された.それを受け,鍼灸学教育モデ
ルコア・カリキュラムの必要性が高まり,公益社団法人東洋療法学校協会や鍼灸学系大学協議会で検討がすすんでいる.鍼灸師の養成課程では，卒業までに鍼灸師の資質能力の一定水準の確保が求められており, 講義と演習に偏重する傾向がある. 和辻らは,2000 年以降の鍼灸師養成施設の設置規制緩和により学校数が 4 倍に増大したため,学生定数の確保のために国家試験優先の教育に偏った鍼灸師の資質低下を課題としている 1）.
日本の大学教育では，1990 年代後半より批判的思考教育が初年次教育や専門教育の導入されるようになってきた.さらに，2000 年代後半からは，汎用的技能の育成が重視されるようになった。汎用的技能は，市民
生活，職業においても転移の促進が可能である.中央教育審議会は 2008 年に学士課程教育の構築に向けて参考指針である学士力として，知識・理解，汎用的技能，態度・志向性，総合的な学習経験と創造的思考力をあげ，専攻分野にかかわらず修得すべき内容として提示した 2）.批判的思考力は，汎用的技能の中核と捉えられており，働く人が批判的思考態度をもつことは，仕事の経験を省察して，経験から学習する態度を促進し，実践的知識の獲得を通して熟達者になるための土台になっているとも言われている. 批判的思考や批判的思
考力の概念や定義について国内外で様々な議論があるが 3-7），日本生涯学習研究所は，批判的思考を「他者- 76 -

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2022 年および自分の考えに対して熟考し，先入観にとらわれずに，俯瞰的な視点から考えることができる力」8）とし,楠見は批判的思考態度を「批判的思考とその行動を実行するための準備状態」9）と定義した.
医師や歯科医師,看護師などの専門職教育には批判的思考力を育むプログラムが効果的に準備されているが 10-15）,鍼灸師の領域では批判的思考についての調査は見当たらず未だ発展の途にある. このような背景を踏まえると，鍼灸の領域においても知識や技術力の向上と合わせて，より早期から批判的態度を育む教育内
容を検討することが必要である.
そこで,本研究では,これからの鍼灸師の育成に必要な批判的思考態度の因子を抽出し，その信頼性と妥当性を検証することを目的とした.

Ⅱ．対象と方法
1．対象
学会や教育機関などに対して,調査協力の依頼書を送付し対象者を募集した．本研究への参加の意思を示した対象は，同意が得られた鍼灸師の国家資格を持つ 545 名（男性：327 名、女性 218 名）とした.そのうちデータに欠損を認めた 45 件を除外し,500 件を分析対象とした.

2．方法
本研究では Web による無記名のアンケート調査を実施した.アンケートへの参加希望者には,書面による本研究の説明と倫理的配慮,および参加の手続き等の説明を行った.さらに，書面上の QR コードより,Google
Forms（Google 社）に参加後,画面上で再度本研究への参加の意思を確認した.質問紙は Google フォームで作成し,様々な領域や学歴の鍼灸師を対象として広く回答を求めた.調査期間は 2021 年 3 月 9 日～4 月 30 日（53日間）までとした.
調査内容は,対象者の属性（年齢,性別,臨床経験年数,最終学歴など）と平山らの批判的思考態度尺度 16）を著者の許諾を得て用いた.この尺度は第 1 因子が「論理的思考への自覚」,第 2 因子が「探究心」,第３因子が「客観性」,第 4 因子が「証拠の重視」の 4 因子 33 項目よりなる.回答形式は,「あてはまらない」1 点から「あてはまる」を 5 点とする 5 段階の単一回答形式とした.
調査項目の検討は,はり師・きゅう師養成施設教員資格および鍼灸学を専門とする専門学校教員,教育学,心理学を専門とする大学教員 10 名で,研究者間の専門家会議を行い,内容・表現の適切さに留意して質問項目の検討を繰り返した.さらに,鍼灸師 10 名に事前調査を行い，質問項目に対してどう感じたか自由記載を求めた.
それらの意見を基に再度,研究者間で検討し，本調査の調査票とした.
統 計 処 理 に は ,IBM 社 製 統 計 解 析 SPSS Statistics24 お よ び 株 式 会 社 日 本 科 学 技 術 研 修 所 製
JUSE-StatWorks/4.0 を用いた.基本統計量および天井効果,床効果を確認後,探索的因子分析を行った.因子の抽出は最尤法を選択し,プロマックス法で分析した.因子数は、カイザーガットマン基準とスクリープロット
基準に従って決定した.因子の抽出は先行文献に倣い 14），固有値１以上を基準に,因子負荷量が 0.35 に満たない項目を排除した.なお,探索的因子分析後に得られた因子の命名は,上記の専門家会議の合議で決定した.
さらに,鍼灸師の批判的思考態度は,探索的因子分析で得られた因子により構成されていると仮定し,鍼灸師のための批判的思考態度尺度モデルを想定し,構造方程式モデリングによりモデルの適合度を検証し,妥当性を確認した.適合度指標は，Goodness of Fit Index （以下,GFI）,Adjusted GFI （以下,AGFI）,Comparative
Fit Index （以下,CFI）,Root Mean Square Error of Approximation （以下,RMSEA）を用いた.

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倫理的配慮は,福岡天神医療リハビリ専門学校倫理審査委員会（承認番号 2020-2）および国際医療福祉大
学倫理審査委員会（承認番号 20-Ifh-062）の承認を得て実施した.なお,批判的思考態度尺度の使用および改変について,著者である平山氏の了承を得た.

Ⅲ．結果

対象者の平均年齢は 37.4±12.6 歳で,20 代 102 名（18.7%）,30 代 142 名（26.1%）,40 代 161 名（29.5%）,50
代 90 名（16.5%）,60 代 38 名（7.0%）,70 代以上 12 名（2.2%）で,40 代の割合が最も多かった.性別は女性
218 名（40.0%）,男性 327 名（60.0%）であった.最終学歴は高等学校 14 名（2.60%）,3 年制専門学校 267 名（49.0%）,大学 170 名（31.2%）,大学院 94 名（17.2%）で,約半数の対象者が 3 年制専門学校の卒業であった.
臨床経験年数は 12.3±10.3 年で,5 年目以下 185 名（34.0%）,6～10 年目 107 名（20.0%）,11 年目以上 253
名（46.0%）で,11 年目以上の割合が最も多かった（表１）.

表1

対象者の属性
項目

人数

比率（％）

全体（歳）

年齢

平均値±標準偏差
37.4±12.6

20 代

102

18.7

30 代

142

26.1

40 代

161

29.5

50 代

90

16.5

60 代

38

7.0

70 代以上

12

2.2

女性

218

40.0

男性

327

60.0

高等学校

14

2.6

3 年制専門学校

267

49.0

大学

170

31.2

大学院

94

17.2

性別

最終学歴

全体（歳）

12.3±10.3

5 年以下

185

34.0

6～10 年

107

20.0

11 年以上253

46.0

臨床経験年数探索的因子分析では,相関行列の妥当性を示す Kaiser-Meyer-Olkin は 0.89,Bartlett の球面性検定はｐ＜0.01 で,因子分析の適用は妥当と判断した.回転後の因子負荷量より得られた因子は 21 項目となった（表 2）.
スクリープロット基準に従って決定した 4 つの因子の累積寄与率は 56.1％であった．得られた因子は,それぞれ「思考の深まり」「異なる思考の探究」「客観的態度」「思考の広がり」と命名した.

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表2

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探索的因子分析の結果

因子名

番号

項目内容

Ⅰ

Ⅱ

Ⅲ

Ⅳ

0.842

0.098

-0.218-0.0210.806-0.078-0.093

0.090

0.773

0.017

0.035

-0.125

0.682

0.050

0.013

-0.0450.610-0.132

0.085

0.062

複雑な問題について順序立てて
1

思考の順序だて
考えることが得意だ

2

思考の整理

3

思考の正確性

考えをまとめることが得意だ
物事を正確に考えることに自信がある
誰もが納得できるような説明を思考の深まり4

納得できる説明することができる（Cronbach’α9道筋のある思考 道筋を考えて物事を考える＝0.863）13 建設的提案

建設的な提案をすることができる

0.556-0.082

0.089

0.160

12 注意深い調査

注意深く物事を調べることができる

0.441

0.032

0.171

-0.067

困難への一筋縄でいかないような難しい問題に
0.438-0.002

0.099

0.144

取り組み

対しても取り組み続けることができる
0.395

0.171

0.158

-0.108-0.0370.848-0.060

0.027

0.040

0.831

-0.005-0.164-0.012

0.462-0.035

0.236

0.064

0.447

0.083

0.154

8
公平な見方をするので，私は仲間から
6

公平な視点
判断を任されるどんな話題に対しても，

20 探究心もっと知りたいと思う
異なる思考の役に立つか分からないことでも出来る限り
21 多くの学び

探究

多くのことを学びたい（Cronbach’α

19 異なる思考

自分とは違う考え方の人に興味を持つ＝0.782）

自分とは異なった考えの人と22 議論議論するのは面白い
客観的態度

26 客観的態度

物事を決めるときには，客観的態度を心がける

0.018-0.0750.799-0.05124 偏りない判断

いつも偏りない判断をしようとする-0.014

0.014

0.672

-0.0370.035-0.012

0.670

0.068

0.060

0.189

0.399

0.004

0.044

-0.009-0.064

0.785

0.021

-0.011-0.0250.710-0.017

0.201

0.076

0.423

-0.104

0.368

0.079

0.393

（Cronbach’α＝0.747）

一つ二つの立場だけでなく，
27 多くの立場
できるだけ多くの立場から考えようとする
たとえ意見の合わない人の話にも30 傾聴
耳をかたむける
16 チャレンジ精神 新しいものにチャレンジするのが好きである
思考の広がり

生涯にわたる

生涯にわたり新しいことを学習

学びつづけたいと思う

15（Cronbach’α

いろいろな考え方の人と接して＝0.750）14 他者との関わり
多くのことを学びたい
17 異文化の学び

主因子法

さまざまな文化について学びたいと思う

プロマックス回転

累積寄与率：56.1%- 79 -

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今回用いた斜交解では因子間に相関関係を仮定した.抽出された４つの因子間には，0.25～0.62 の中等度の相関関係が認められた(表 3).さらに信頼性を検討するため尺度全体と下位尺度の Cronbach のα係数を求めた結果,尺度全体が 0.74,第 1 因子の「思考の深まり」が 0.863,第 2 因子の「異なる思考の探究」が 0.782,
第 3 因子の「客観的態度」が 0.747,第 4 因子の「思考の広がり」が 0.750 であった.

表3

因子相関行列
因子
1

1

2
1

3

4

0.248

0.506

0.369

1

0.499

0.620

1

0.477

2
3
4

1

次に，抽出された因子に影響を与える要因間の直接および間接効果を含めたモデルの妥当性を検証した.鍼灸師のための批判的思考態度尺度は探索的因子分析で得られた因子により構成されていると仮定し,潜在変数として各因子を想定し,三国らの報告 14）を参考に，因子に対する負荷量が 0.5 以上でかつ他の因子に対する負荷量が 0.25 未満の項目を選定した.その結果,全部で 13 の観測変数からなるモデルを作成した（図１）.
パスの傍らの数字は,パス係数を示し，モデル内の誤差変数を D および E とした.一方向矢印は因果関係を,双方向矢印は相関（共変）関係を,数字は因子相関を示している.解析の結果,モデルの適合度は,GFI＝0.96,AGFI＝0.93,CFI＝0.93,RMSEA＝0.056 であった.

\

図1

鍼灸師の批判的思考態度モデル- 80 -

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Ⅳ．考察

Ennis は,批判的思考の要素には能力と態度があるが,態度が思考能力を触発する役目を果たすために重要であるとしている 3）.Zechmeister は批判的思考の要素のうち最も重要なのは,批判的思考の知識・技術を活用する前提となる態度であると述べている 4）. 批判的思考態度に関する研究は，平山ら 16）の大学生を対象としたものや三國ら 14）の看護学生を対象としたものがあった.一方で，鍼灸師の批判的思考や批判的思考態度については先行文献が渉猟した限りなく，検証が不十分と考えられたことから，本研究では批判的思考を活用する前提となる態度について注目した.
批判的思考態度に関する因子分析では，平山ら 16）や三国らの報告 14）とよく似た構造であった.このことから，先行研究にもある通り，批判的思考は汎用的技能であり，領域や分野の影響は小さいものと考えられた.
測定尺度の信頼性である Cronbach の α 係数は，下位尺度で 0.750～0.863 の範囲であった.このことから,
内的整合性による信頼性を確保していることが確認できた.
得られた 4 つの因子は，対象が鍼灸師であることから，有識者会議を経て新たに命名した.第一因子の「思考の深まり」では，順序，整理，正確性といった思考の全体像と優先順位，思考を深めるための調査や提案などが必要であることが示された.鍼灸師は，鍼灸院で単独で患者と向き合う時間が長く，患者にわかりやす
い適切な指導が求められるため，特に重要な視点であると思われた.第二因子の「異なる思考の探究」では，探究心や多くの学び,異なる思考，議論が抽出された.これは，他者や他領域とのかかわりによって広げることができる因子であると考える.開業権を有するため，自らが院長という環境下で仕事をする事が多い鍼灸師には必要な視点であった.第三因子の「客観的態度」は，様々な立場の人の意見に耳を傾け，偏りなく判断することを求める因子であり,第二因子と合わせて広い視野で物事を判断する必要性が求められた.第四因子の「思考の広がり」は，領域にとどまらず，広い視点で物事を見ようとする姿勢であると思われる.
これらの因子構造が妥当であるか検証した構造方程式モデリングでは，適合度指標である GFI，AGFI,CFI
は,いずれも 0.90 より大きくあてはまりの良いモデルと考えられた 17）.RMSEA は 0.056 で，一般には 0.05 以
下で適合度が良好であると判定する 17）とされているが，三国らの看護学生に関する論文 14）なども参考にし，
概ね良好な結果であると判断した.
近年,医療機関と鍼灸院の連携の必要性が鍼灸の発展には不可欠である 18）という報告のとおり，鍼灸師が医師をはじめとした多職種とのチーム医療連携が求められるようになってきた.それぞれの専門職間の情報共有は，患者や社会への貢献にとって欠かすことができない.これまで多職種とのかかわりが多くなかった鍼灸師にとって，鍼灸領域以外の情報にも目を向け，批判的思考態度をもってそれらを捉え，より良い信頼連
携を築くことができれば，新たな医療連携へと発展することが期待できる.
平山らは，批判的思考を身につけることによって，信念と矛盾する証拠を低く評価するというバイアスの回避や批判的思考態度は様々な情報や幅広い知識を希求する探究心であると述べている 16）. 鍼灸師の批判的思考態度に関する検証では，因子名は領域に合ったものに変更したが，その構造の多くは平山らの示す批判的思考態度尺度と似ていた.大学生の傾向と既に資格を持つ鍼灸師の構造が似ているという事は，高等教育段
階の養成校学生の批判的思考態度を測定するのに有用な指標であると考えられる. 批判的思考の一般性が明らかとなれば，鍼灸師にかかわらず教養教育課程のカリキュラムとして検討する可能性もある.また，情報リ
テラシーに関する教育にも多いに活用することができる.このような取り組みを経て，これまでの知識や技術に関する教育に加え，批判的思考態度を身につけた学生の思考なども明らかにする必要がある.

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本研究の限界は，対象者が 500 人であり,この見解が直ちに一般化はできないことにある.さらなる検証を通じ，より良い鍼灸師教育に向けた一つの試みとして継続したいと考える.

利益相反と研究助成費
本研究に関連し，開示すべき COI 関係にある企業はない．

謝辞（削除可）稿を終えるにあたり,本研究にご協力をいただきました多くの皆様に,心から感謝申し上げます.

引用文献
1)

和辻直, 桐浴眞智子, 斎藤宗則, 他:「東洋医学概論」の教育項目における調査－教育項目の重要、学修目標の度合に対する教員の自由記述－. 第 33 回バイオメディカル・ファジィ・システム学会年次大会
講演論文集（BMFSA2020):154-5,2020.

2)

文部科学省. 中央教育審議会. 学士課程教育の構築に向けて(答申). (更新 2008 年 12 月 24 日).
https://www.mext.go.jp/component/b_menu/shingi/toushin/__icsFiles/afieldfile/2008/
12/26/1217067_001.pdf(閲覧日 2021 年 12 月 31 日).

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4)

Zechmeister E. B, Johnson J. E. クリティカルシンキング（入門編）. 京都：北大路書房, 2005: 1-10.

5)楠見孝, 津波古澄子. 看護におけるクリティカルシンキング教育―良質の看護実践を生み出す力. 第 1
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6)楠見孝: 科学リテラシーとリスクリテラシー. 日本リスク研究学会誌,23(1): 29-36,2013.

7)

金井壽宏, 楠見孝. 実践知 エキスパートの知性. 初版. 東京.:有斐閣,2012：45-51.

8)( 一 社 ) 日 本 生 涯 学 習 研 究 所 . 「 非 認 知 能 力 」 の 概 念 に 関 す る 考 察 .( 更 新 2018 年 3 月 27 日 ).
https://www.shogai-soken.or.jp/htmltop/toppage.files/non-cog2018.pdf (閲覧日 2021 年 12 月 31日).

9)楠見孝. 批判的思考への認知科学からのアプローチ. 認知科学. 25(4): 461-74, 2018.

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43:7-27,2015.
12) 福泉隆喜, 鯨吉夫, 中原孝洋，他. 歯学部における初年次教育プログラムによるクリティカルシンキン
グおよびロジカルライティングの学修効果の検討. 九州歯会誌,72(1): 7-17,2018.
13) Rubenfeld M.G: Critical Thinking in Nursing: A Caring Nurse Is a Thinking Nurse. Journal of Japan
Academy of Nursing Education, 2002,12(2): 47-58.
14) 三國裕子, 一戸とも子. 看護学生の批判的思考態度に関する研究 -看護学生および看護教育機関における特徴-. 日本看護研究学会雑誌. 35(1): 79-88,2012.

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2022 年15) 石橋鮎美, 長田京子, 福間美紀. 臨床看護師のクリティカルシンキングを測定する尺度の開発. 日本医学看護学教育学会誌. 24(2): 7-12,2015.
16) 平山るみ, 楠見孝. 批判的思考態度が結論導出プロセスに及ぼす影響：証拠評価と結論導出課題を用いての検討. 教育心理学研究. 52(2): 186-98, 2004.
17) 小塩真司. 研究をブラッシュアップする SPSS と Amos による心理・調査データ解析. 第 1 版. 東京:
東京図書株式会社, 2015：151.
18) 矢野忠, 山口智. 医療機関との連携で鍼灸はさらに発展する「病鍼連携」による統合医療の実現に向けて. 医道の日本. 67(10): 48-54, 2008.

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日本リハビリテーション教育学会誌 2022;5(3):84–94

原 著

勤務施設における理学療法士の新人教育に関する実態調査
A Survey on New Employees Education
for Physical Therapists at Work Facilities

四宮 明宏 1)

小野田 公 2)

堀本 ゆかり 2)

Akihiro SHIMIYA,RPT,MS1) , Ko ONODA,RPT,PhD2), Yukari HORIMOTO,RPT,PhD2)

1) 社会医療法人社団三思会とうめい厚木クリニック

リハビリテーション科：神奈川県厚木市船子 237（〒243-8571）

Department of Rehabilitation, Tomei Atsugi Clinic, Social medical corporation Sanshikai:
237 Funako,Atsugi-shi,Kanagawa,243-8571, Japan E-Mail:akihiro.shimiya@gmail.com
2) 国際医療福祉大学大学院 医療福祉学研究科 医療福祉教育・管理分野：東京都港区赤坂 4-1-26 (〒107-8402)
Education and Management in Health and Welfare Section, Health Sciences Program, Graduate school ofInternational University of Health and Welfare :4-1-26 Akasaka,Minato-ku,Tokyo,107-8402,Japan

日本リハビリテーション教育学会誌

2022;5(3):84–94. 受付日 2022 年 6 月 10 日

受理日 2022 年 8 月 5 日

要旨：[目的]勤務施設における理学療法士の新人教育に関する計画と指導者教育の実態を把握する．[対象と方法]各施設
理学療法部門の新人教育統括者を対象としたアンケート調査を行った. [結果]計 58 件の回答が得られた．7～8 割の施設
が教育目標を設定しており，6 割の施設が教育の評価を行っていた．指導者教育がある施設は 4 割に満たず，新人教育全体の充足感としては平均して中程度であった．
「教育方法が個々の指導者に委ねられている」との意見が得られた．[結語]指導者個々の経験則に依存した新人教育が行われている実態が推察された．指導者教育の必要性が示唆された．
キーワード：理学療法，新人教育，指導者

Japanese Journal of Rehabilitation education 2022;5(3):84–94. Submitted Jun.10,2022. Accepted Aug. 5,2022.
ABSTRACT: [Purpose]Investigate the actual conditions of new employees education for physical therapists andmentors education at work facilities. [Subjects and Methods]We conducted a questionnaire survey targeting new
education managers in the physical therapy department of each facility. [Results] A total of 58 responses wereobtained. 70-80% of the facilities set educational goals, and 60% of the facilities evaluated education. Less
than 40% of the facilities had mentor education, and the overall sense of satisfaction in new employee education
was moderate on average. The opinion was obtained that "the teaching method is entrusted to individual mentors."[Conclusion] It was inferred that new employee education is being conducted that depends on the rules of thumb- 84 -

日本リハビリテーション教育学会誌 2022;5(3):84–94

of each mentor. The need for mentor education was suggested.
Key Words: physical therapists, new graduate education, mentors- 85 -

日本リハビリテーション教育学会誌 第 5 巻 第 3 号 2022 年

Ⅰ．はじめに
日本理学療法士協会によると，理学療法士の養成課程修了時点の到達目標は「基本的理学療法を助言・指導を受けながら行えること」とされている 1)．理学療法士の養成課程における臨床実習では，違法性の阻却と患者保護の観点から「臨床実習生が実施可能な基本技術の水準 2)」が分類されており，資格取得時の理学療法士は全ての基本技術を経験しておらず，独立して理学療法を行うことは難しい．医師や看護師においては，養成施設卒業後（以下，卒後）の職場教育に関する法令上の規定があり，厚生労働省より公表されたガ
イドラインでは教育の概要や指導者の育成について明記されている 3,4)．しかし理学療法士に関しては，そのような規定がない現状となっている．理学療法士の職業倫理ガイドライン 5)には，「理学療法士になろうとす
る学生や理学療法士の新人への教育は，理学療法士としての経験を積んできた者の義務である．
」と記載されており，制度の有無によらず，卒後の教育を行うことは理学療法士の責務といえる．以上より，良質かつ適切な理学療法を提供するためには，新人理学療法士を有する職場において，卒後教育を行う必要があると考えられる．
理学療法士の卒後教育として，日本理学療法士協会の生涯学習プログラムや一般の講習会などの職場外の教育と，各勤務施設における職場内の教育が行われている．斎藤は，特に卒後 1～2 年は院内教育・研修，すなわち「現場主義」を重視すべきであると述べている 6)．また，新人理学療法士職員研修ガイドラインにおいても職場内教育の重要性が述べられている 7)．しかし，卒後教育に関する報告は職場外での実践に関するものが多く，職場内教育に関するものは少ない 8)．
職場内の新人教育に関して，2010 年に芳野らは，新人教育に関する計画がない施設が 43.5%，新人教育に関する会議実施がない施設が 50.0%，指導者任命に関する基準がない施設が 98.7%に及んでいると報告している 9)．2017 年の理学療法士・作業療法士学校養成施設カリキュラム等改善検討会では，新人職員対象の教育プログラムがある施設は 65.8%であると報告されている 10)． また，中川は，理学療法士は学習理論や教育手法を学んでおらず，いわゆる指導者の経験則による偏った指導法が行われていると指摘しており 11)．多くの施設において計画的な教育が行われているとは言い難い状況がある．近年，理学療法士作業療法士学校
養成施設指定規則の改定や日本理学療法士協会の新生涯学習プログラムへの移行があり，理学療法教育を取り巻く状況は変化しているが，卒後教育に関する報告は少ない現状である 12)．近年の勤務施設における新人教育に関する計画の実態は不明であり，特に指導者の教育に関してはこれまでに報告を見つけることができない．
本研究は，各勤務施設における理学療法士の新人教育に関する計画と指導者教育の実態を把握することを目的とした．

Ⅱ．対象と方法
1．対象
神奈川県を中心とし，東京都，埼玉県，千葉県，静岡県，愛知県，長崎県，福岡県の理学療法士の在籍する医療・介護保険施設において，本研究に同意の得られた理学療法部門の新人教育統括者を対象とした．除外基準は，同意の得られないもの，回答項目に欠損のあるものとした．対象者に対して，アンケートの冒頭
で研究の概要を説明し，「本研究への参加に関する同意」の有無を聴取した．本研究は，国際医療福祉大学倫理審査委員会より承認を得て実施した（承認番号:21-Ig-63）．

- 86 -

日本リハビリテーション教育学会誌 第 5 巻 第 3 号 2022 年

2．方法
本研究は Google Form(Google 社)を使用した，オンライン上でのアンケート調査により実施した．回答期
間は 2021 年 9 月 1 日～10 月 9 日とした．アンケートの内容は，施設の属性，新人教育計画，新人教育に関する困りごととした（表 1）．新人教育を任されるおおよその経験年数は，各施設で教育内容に差異があるため，予め提示した項目に対して教育担当を任される時期が決まっている場合に回答を得た．新人教育計画の項目では，有無に加えて「その他」の記載欄を設けることで，判断に困った際には実情を記載できるようにした．新人教育全体の充足感は 0～10 点の 11 段階で調査した．新人教育に関する困りごとの項目は全て自由記述とした．
解析方法は各調査項目を単純集計し，自由記述項目は頻出する回答内容を抽出して集計した．施設の属性
は，重複する属性を含む施設においてはその代表する属性によりまとめた．新人教育計画については，全体の集計に加えて，①施設属性，②所属人数が 10 人以上・9 人以下の施設，③直近 3 年の合計新人採用人数が2 人以上・1 人・0 人の施設にそれぞれで群分けし，集計を行った．また各群分けにおいて関連があるかを知るために，新人教育計画の有無に関する項目に対しては Fisher の正確確立検定を適用した．新人教育全体の充足感に対しては，2 群比較の場合には Welch の t 検定を，3 群比較の場合には 1 元配置分散分析を適用した．全ての検定の有意水準は 5%とした．統計解析は R(version4.0.0)を使用した．
表 1.アンケートの内容
1．施設の属性
・施設の種類 （病院・診療所・施設・訪問）
・所属人数と経験年数 （1～3 年目・4～5 年目・6～10 年目・11～20 年目・21 年目以上）
・直近 3 年の新人採用人数（2019 年度，2020 年度，2021 年度）

・新人教育を任されるおおよその経験年数（決まっている項目のみ回答）

項目：職場のルール等の指導，臨床指導，新入職員の相談役，新人教育の統括者
2．新人教育計画
・教育目標の有無
・具体的な達成目標設定の有無
・教育方法・効果の評価の有無
・指導者教育の有無
・勤務内の教育時間の割り当ての有無 (ない場合はその理由)
・新人教育全体の充足感（0～10 点）
3．新人教育に関する困りごと（自由記述）
・教育方法の困りごと
・職場の環境の困りごと

Ⅲ．結果

合計 58 施設から回答があり，欠損値はなかった．その内訳は，病院が 42 件，診療所が 6 件，施設が 9 件，
訪問が 1 件であった．各施設属性における職員数と新人採用人数の内訳を表 2 に示す．訪問は 1 件のみであり，実数のみを記載した．新人教育を任されるおおよその経験年数を表 3 に示した．

- 87 -

日本リハビリテーション教育学会誌 第 5 巻 第 3 号 2022 年

表 2.各設属性における職員数と新人採用人数
病院(n=42)

診療所(n=6)

施設(n=9)訪問(n=1)

全施設(n=58)

合計

42.0 ± 34.5

7.3 ± 3.6

8.3 ± 4.9

2.0

32.5 ± 33.3

1～3 年目

16.1 ± 14.0

2.3 ± 2.1

1.2 ± 0.6

0.0

12.1 ± 13.6

4～5 年目

7.2 ± 8.1

0.8 ± 0.7

0.8 ± 0.6

0.0

5.4 ± 7.5

6～10 年目

11.2 ± 10.0

2.0 ± 1.0

3.4 ± 3.6

1.0

8.9 ± 9.4

11～20 年目

6.2 ± 5.4

1.5 ± 1.0

2.2 ± 1.50.0

5.0 ± 5.0

21 年目以上

1.3 ± 1.7

0.7 ± 0.7

0.7 ± 0.8

1.0

1.2 ± 1.5

3 年平均

5.9 ± 5.1

1.6 ± 1.3

0.3 ± 0.2

0.0

4.3 ± 5.4

2019 年度

5.7 ± 5.7

1.8 ± 1.3

0.1 ± 0.3

0.0

5.0 ± 5.62020 年度

6.6 ± 5.8

1.5 ± 1.9

0.4 ± 0.7

0.0

4.1 ± 4.72021 年度

5.3 ± 4.9

1.5 ± 1.3

0.4 ± 0.5

0.0

4.5 ± 4.9

職員数(人)

新人採用人数(人)平均±標準偏差表 3.新人教育を任されるおおよその経験年数
教育内容

経験年数（年）

回答数 (割合%)

中央値 (四分位範囲)

最頻値

職場のルール等の指導

43 (74.1)

4.0 (2.5―5.0)

2

臨床指導

35 (60.3)

5.0 (4.0―7.0)

5

新入職員の相談役

40 (68.9)

4.0 (3.0―5.0)

3

新人教育の統括者

46 (79.3)

11.0 (10.0―18.0)

10

回答施設全体の新人教育計画の有無に関する項目と新人教育全体の充足感の結果を表4に示す．「その他」で得られた回答は，実状を考慮し次のように有無を分類した．「作成中」との記載は「無」に，「作成しているが不十分と感じている」は「有」に分類した．「勤務内の教育時間の割り当ての有無」の項目では，「一部割り当てられているが，殆ど時間外である」との回答は「無」に分類した．
「教育目標の有無」，「具体的な達成
目標設定の有無」では7割以上，「教育方法・効果の評価の有無」では6割以上の施設で計画が行われていた．
「指導者教育の有無」では，指導者の教育を行っている施設は4割に満たなかった．「勤務内の教育時間の割り当ての有無」では，7割以上の施設において新人教育は勤務時間に割り当てられていた．「新人教育全体の充足感」は全体として，半分程の充足感との結果であった．また，勤務内に教育時間の割り当てがない理由
として9件の回答が得られた(表5)．
「臨床業務・単位取得のため，教育にあてる時間が確保できない」との回答が多くを占めていた．

- 88 -

日本リハビリテーション教育学会誌 第 5 巻 第 3 号 2022 年

表 4.全体の新人教育計画
教育目標の有無46/12 (79.3)

具体的な達成目標設定の有無

44/14 (75.9)

教育方法・効果の評価の有無

36/22 (62.1)

指導者教育の有無

21/37 (36.2)

勤務内の教育時間の割り当ての有無

43/15 (74.1)

新人教育全体の充足感（0-10 点）

5.3 ± 2.1

有/無 (割合%)，平均±標準偏差

表5.勤務内に教育時間の割り当てがない理由
回答数
臨床業務・単位取得のため，教育にあてる時間が確保できない

7

自己研鑽は勤務時間外に行うという職場の方針である

1

設備の問題がある

1①施設属性による群分けの結果を表 6 に示す．訪問の施設は 1 件のみであり，実数のみを記載した．また，訪問の施設は統計解析に含めず，病院・診療所・施設の 3 群を比較した．検定の結果，全ての項目において有意差を認めなかった．②所属人数よる群分けでは，10 人以上の施設は 46 件，9 人以下の施設は 12 件であった(表 7)．検定の結果，全ての項目において有意差を認めなかった．③直近 3 年の合計新人採用人数による群分けでは，直近 3 年の新人採用の人数の合計が 2 人以上の施設は 45 件，1 人の施設は 9 件，0人の施設は 4 件であった(表 8)．採用 0 人の施設は 4 件のみであり統計解析には含めなかったが，新人教育計画が行われていない傾向が見られた．2 人以上の施設と 1 人の施設では，検定の結果，全ての項目において有意差を認めなかった．

表 6.①施設属性による群分け
病院(n=42)

診療所(n=6)

施設(n=9)訪問(n=1)

教育目標の有無

33/9 (78.6)

6/0(100.0)

7/2 (77.8)

0/0 (0.0)

具体的な達成目標設定の有無

32/10 (76.2)

5/1 (83.3)

7/2 (77.8)

0/0 (0.0)

教育方法・効果の評価の有無

27/15 (64.3)

4/2 (66.7)

5/4 (55.6)

0/0 (0.0)

指導者教育の有無

16/26 (38.1)

2/4 (33.3)

3/6 (33.3)

0/0 (0.0)

勤務内の教育時間の割り当ての有無

33/9 (78.6)

3/3 (50.0)

6/3 (66.7)

1/0(100.0)

新人教育全体の充足感（0-10 点）

5.3 ± 2.0

4.7 ± 2.1

5.4 ± 2.8

5.0

有/無 (割合%)，平均±標準偏差，*:p<0.05- 89 -

日本リハビリテーション教育学会誌 第 5 巻 第 3 号 2022 年

表 7.②所属人数による群分け
10 人以上(n=46)

9 人以下(n=12)

教育目標の有無

37/9 (80.4)

9/3 (75.0)

具体的な達成目標設定の有無

35/11 (76.1)

9/3 (75.0)

教育方法・効果の評価の有無

30/16 (65.2)

6/6 (50.0)

指導者教育の有無

17/29 (37.0)

4/8 (33.3)

勤務内の教育時間の割り当ての有無

37/9 (80.4)

6/6 (50.0)

新人教育全体の充足感（0-10 点）

5.5 ± 2.0

4.5 ± 2.5

有/無 (割合%)，平均±標準偏差，*:p<0.05

表 8.③直近 3 年の合計新人採用人数による群分け
2 人以上(n=45)

1 人(n=9)0 人(n=4)

教育目標の有無

38/7 (84.4)

7/2 (77.8)

1/3 (25.0)

具体的な達成目標設定の有無

35/10 (77.8)

8/1 (88.9)

1/3 (25.0)

教育方法・効果の評価の有無

31/14 (68.9)

5/4 (55.6)

0/4 (0.0)

指導者教育の有無

19/26 (42.2)

2/7 (22.2)

0/4 (0.0)

勤務内の教育時間の割り当ての有無

32/13 (71.1)

8/1 (88.9)

3/1 (75.0)

新人教育全体の充足感（0-10 点）

5.5 ± 2.0

5.1 ± 1.9

2.8 ± 2.3

有/無 (割合%)，平均±標準偏差，*:p<0.05

新人教育に関する困りごとは，各項目において，2 件以上の回答があった内容を頻出順に整理した．
「教育
方法の困りごと」を表 9 に，「職場の環境の困りごと」を表 10 に示した．
「教育方法の困りごと」において，もっとも多く挙げられていた内容は「指導方法が個々の指導者に委ねられている」であり，他に「指導方法が経験則に依存している」「教育方法が分からない」といった意見が挙げられていた．「職場の環境の困りごと」において，もっとも多く挙げられていた内容は「教育にあてる時間が不足している」であった．

表9.教育方法の困りごと
回答数 (割合%)
教育方法が個々の指導者に委ねられている

9 (15.5)

新人の主体性が不足している

8 (13.8)

新人の能力差への対応が難しい

5 (8.6)

新人の一般常識や社会人としてのマナーが不足している

4 (6.9)

教育にあてる時間の制約がある

4 (6.9)

指導方法が経験則に依存している

4 (6.9)明確な教育目標の基準がない

4 (6.9)

教育方法が分からない

4 (6.9)新人の精神・心理面への配慮の難しさ

2 (3.4)

ハラスメントへの配慮が難しさ

2 (3.4)

指導者が不足している

2 (3.4)- 90 -

日本リハビリテーション教育学会誌 第 5 巻 第 3 号 2022 年

表10.職場の環境の困りごと
回答数 (割合%)
教育にあてる時間が不足している

15 (25.9)

教育を行う人材が不足している

6 (10.3)

機器や部屋が不足している

4 (6.9)

教育方針や計画の作成・共有が行えていない3 (5.1)

指導者に対する教育が不足している

2 (3.4)

新人にも独立した理学療法士同様のノルマがある

2 (3.4)

Ⅳ．考察

本研究では，各勤務施設における理学療法士の新人教育における計画と指導者教育の実態を調査した．多くの施設で教育計画が作成されていたが，多くの施設において指導者教育は行われていなかった．
施設の属性では，病院と比べて，診療所と施設では職員数は少なく，新人採用人数も同様に少ない傾向がみられた．新人教育を任されるおおよその経験年数は，各施設で同程度の経験年数が設定されており，それぞれの指導内容において概ね一致した見解が得られていると思われる．臨床指導には専門的な知識や技能が要求されるため，一定以上の経験が必要と考えられる．理学療法士作業療法士養成施設指導ガイドラインについて 13)では臨床実習指導者の要件は「免許を受けた後 5 年以上業務に従事した者」とされており，日本理学療法士協会の新生涯学習プログラム 14)においても「卒後 5 年間を義務教育的な位置づけ」とされている．
臨床指導を行う上では 5 年以上の経験を有することが妥当と考えられ，5 年程度を目安としている施設が多いと考えられる．しかし，「臨床指導」の回答数は約 6 割であり，臨床指導を行う指導者の経験年数が決められていない施設も多く，指導者が必ずしも十分な経験を経ていない可能性が示唆された．
新人教育計画では，「教育目標の有無」，「具体的な達成目標設定の有無」は同程度に設定されていた．先行
文献 9,10)と比較すると新人教育に関する計画を作成している施設は増加していると考えられるが，新人の採用があっても計画がない施設もあることが分かった．
「教育方法・効果の評価の有無」では，6 割以上の施設
が教育評価を行っていたものの，今回は評価基準の有無や具体的な目標と評価方法の関係は調査しておらず，
評価方法が妥当なものであるかの判断はできなかった．また，目標設定のある施設と比較すると教育評価を行っている施設は不足しており，教育に関する振り返りは十分に行えていないことが考えられる．
「指導者教育の有無」では，多くの施設において指導者の教育は行われていなかった．芳野らは，指導者としての教育を受けることなく職員に対して指導していることが想像できる 9)と述べており，中川は，指導者の経験則による偏った指導法が行われている 11)と述べている．本研究はそれらの見解を支持する結果となった．
「勤務内の教育時間の割り当ての有無」では，多くの施設において新人教育が業務の一部として割り当てられていることが分かった．割り当てがないと答えた施設においては，他の業務により時間が取れないとの意見が多く得られた．そのため，実際には新人教育は業務として必要だと考えているが，他の業務が優先され，勤務内に教育時間を割り当てることができない実状が推察された．
「新人教育全体の充足感」からは，多くの施設が新人教育に取り組みながらも不十分な点を感じていると考えられた．
各群分けによる解析では，①施設属性による群分けにおいては有意な差は認めず，施設属性によらず新人
教育計画は作成されていると考えられる．②所属人数による群分けにおいては，先行研究 9)では新人教育計
画の作成に有意差があることが示されていたが，本研究では 2 群間に有意差を示す項目はなかった．有意差- 91 -

日本リハビリテーション教育学会誌 第 5 巻 第 3 号 2022 年はなかったものの，職員数が 9 人以下の施設では勤務内に教育時間が割り当てられていない傾向がみられた．
職員数が少ない施設においては，指導する職員や業務分担に限りがあり，新人教育にあてる時間を確保することが難しいためであると推察される．③新人採用人数による群分けでは，新人採用 0 人の施設は回答が少なく詳細な分析は困難であるが，新人教育計画が作成されていない傾向が見られた．これは，新人の採用がない施設では，新人教育自体が不要であることが要因として考えられる．また，3 年間に 1 人でも新人を採用している施設においては，2 人以上の施設に比べて割合は少ないものの，統計的な有意差はなかった．そのため，新人採用がある施設では，新人採用人数が少ないとしても，新人教育に関する取り組みが少ないとはいえず，1 人でも新人採用があれば，新人教育に関する取り組みが行われている可能性があることが示唆された．
新人教育に関する困りごとに関して，「教育方法の困りごと」では，指導方法が個々の指導者に委ねられていることを問題と感じていることが明らかになった．「教育方法が分からない」との意見や，「職場の環境の困りごと」に「指導者に対する教育の不足」が挙げられていたことからも，指導者の教育が求められていると考えられる．
「職場の環境の困りごと」では，教育にあてる時間の不足が挙げられていたが，前述の「勤務内の教育時間の割り当てがない理由」と「教育方法の困りごと」にも同様の意見が挙げられており，新人教育を行う上で時間の不足は大きな課題であると考えられる．理学療法士は診療報酬制度において，基本的にマンツーマンで 20 分以上の理学療法を提供することを 1 単位とされている．そのため，一律に単位数のノルマが課されている場合には，他の業務に時間を割くことは困難である．回答の中には新人に対して独立した
理学療法士同様にノルマが課されている施設もあり，新人を独立して理学療法を遂行できる人材と捉えている施設もあると考えられる．理学療法士の卒後教育は，法令には規定されていないものの，良質かつ適切な理学療法を提供するためには必須だと考えられる．新人を採用する際には，業務のノルマの変更等により職場の環境を調整し，新人教育に要する時間を確保する必要があると考えられる．しかし，本研究の回答からも，業務の中で新人教育の時間を確保することは現実的に難しいと考えられ，短時間で効果的に行うことができる教育方法や環境の開発が求められる．
本研究の結果として，多くの施設が新人教育に関する取り組みを行っているが，指導者の教育を行っている施設は少なく，新人教育全体の充足度としては十分ではないと感じていることが分かった．また，指導者
教育の不足，教育時間の不足が課題と考えられた．本研究の限界として，対象が限定されており，収集した情報は調査項目に限定されていることが挙げられる．対象数が少ないことから，統計的な解析が適さない項目があったことや，解析上の有意差が得られなかった項目がある可能性が考えられる．また，本研究の対象
者の背景は不明であるため，得られた情報は対象者の認識に依存しており，実状と乖離している可能性も否定できない．昨今，日本理学療法士協会の新生涯学習プログラムの開始や「新人理学療法士職員研修ガイド
ライン」の公開等，卒後教育の状況は大きく変化している．今後は，対象を増やし継続的な調査を行うとともに，有効な新人教育計画や指導者教育の内容を明らかにしていく必要があると考える．
本論文の一部は，第 14 回 ⽇本リハビリテーション教育学会学術⼤会の発表および抄録で使用した．
利益相反と研究助成費
本研究において，開示すべき利益相反はない．

謝辞
本研究にあたり，ご協力下さいました皆様に深謝申し上げます．

- 92 -

日本リハビリテーション教育学会誌 第 5 巻 第 3 号 2022 年

引用文献
1)

日本理学療法士協会: 理学療法教育モデルコア・カリキュラム.
http://www.japanpt.or.jp/upload/japanpt/obj/files/about/modelcorecurriculum_2019.pdf （閲覧日2022 年 5 月 24 日）.

2)日本理学療法士協会: 臨床実習において実習生が実施可能な基本技術の水準.
https://www.japanpt.or.jp/assets/pdf/about/disclosure/other_level/other_210114.pdf（閲覧日 2022 年 5 月 24 日）.

3)厚生労働省: 医師臨床研修指導ガイドライン－2020 年度版－.
https://www.mhlw.go.jp/content/10800000/ishirinsyokensyu_guideline_2020.pdf（閲覧日 2022 年 5 月 24 日）.

4)厚生労働省: 新人看護職員研修ガイドライン改訂版.
https://www.mhlw.go.jp/file/06-Seisakujouhou-10800000-Iseikyoku/0000049466_1.pdf（閲覧日 2022 年 5 月 24 日）.

5)日本理学療法士協会: 理学療法士の職業倫理ガイドライン.
https://www.japanpt.or.jp/assets/pdf/about/disclosure/031-0422.pdf（閲覧日 2022 年 5 月 24 日）.

6)斎藤秀之: 理学療法士の職場における卒後教育・研修.みんなの理学療法, 2005, 17: 15-19.

7)日本理学療法士協会: 新人理学療法士職員研修ガイドライン.
https://www.japanpt.or.jp/upload/japanpt/obj/files/lifelonglearning/training_guidelines_2011
11.pdf（閲覧日 2022 年 5 月 24 日）.

8)常田康司，菊地豊，五十嵐勇樹・他: 病院における卒後教育の実践と課題.
理学療法ジャーナル, 2007, 41: 727-735.

9)

芳野純,臼田滋: 医療施設における理学療法士の継続教育の現状.
理学療法科学, 2010, 25: 55-60.

10) 第３回 理学療法士・作業療法士学校養成施設カリキュラム等改善検討会: 資料４－１
学生、卒業生に対するアンケート結果.
https://www.mhlw.go.jp/file/05-Shingikai-10801000-Iseikyoku-Soumuka/0000182809.pdf（閲覧日 2022 年 5 月 24 日）.
11) 中川法一: セラピスト教育のためのクリニカル・クラークシップのすすめ 第 3 版.
三輪書店,東京, 2019, pp224-229.
12) 高木亮輔,原真子,佐々木嘉光: 理学療法分野における卒後教育に関する文献レビュー.
静岡理学療法ジャーナル, 2017, 27: 7-12.
13) 厚生労働省: 理学療法士作業療法士養成施設指導ガイドラインについて(平成 30 年 10 月５日医政発 1005 第 1 号).
https://www.japanpt.or.jp/assets/pdf/info/20181009_02/01_Guideline_181005.pdf（閲覧日 2022 年 5 月 24 日）.
14) 日本理学療法士協会: 前期研修 D(実地研修)受講・実地マニュアル―第 1 版―.

- 93 -

日本リハビリテーション教育学会誌 第 5 巻 第 3 号 2022 年

https://support.japanpt.or.jp/upload/privilege/obj/files/education/211021_prophase-training_
01.pdf（閲覧日 2022 年 5 月 24 日）.

- 94 -

日本リハビリテーション教育学会誌 2022;5(3):95–102

原 著

説明相手の違いが学習内容の理解に及ぼす影響―講義場面での効果検証―
Difference of the Listeners and its Influence on the Understanding of the Learning
Contents; Examination of the Effects at a Lecture.

大西康平 1)

近藤慶承 2)

KOUHEI OHNISHI,RPT1), KONDO YOSHITSUGU2)

1) 徳島文理大学

保健福祉学部

理学療法学科：徳島県徳島市山城町西浜傍示 180（〒770-8514）

Dept. of Physical Therapy, Tokushima Bunri University of Health and Welfare (180 Nishihama-Boji,
Yamashiro-cho,Tokushima-shi,Tokushima,Japan)

日本リハビリテーション教育学会誌

E-mail:ohnishi@tks.bunri-u.ac.jp

2022;5(3):95–102. 受付日 2022 年 6 月 14 日

受理日 2022 年 8 月 8 日

要旨：[目的] 想定させる説明相手の違いが学習者の内容理解に差をもたらすのか，講義場面を利用して検証する．また，差がみられた理由を産出された説明文から明らかにする． [対象と方法] 専門学校生を対象にクラス単位で行った．学ぶ
内容について，後から説明を求めると教示した上で学習し説明文を記載させた．説明相手を専門家，年下，同級生と設定
し，事後テスト得点と説明文の比較を行った．[結果] 同級生を説明相手に教示した群が最も高い学習成績を得た．また，同群の説明文は，自身の既有知識と組み合わせて推論を行い，学習課題に記載されていない内容を産出する傾向がみられた． [結語] 説明相手に同級生を設定することにより，学習者の内容理解が深まる傾向が示された．その理由は，自身の知識から推論した内容を説明することで，自身の理解に好影響を与えたと考えた．
キーワード：説明予期，説明産出，要約方略

Japanese Journal of Rehabilitation education 2022;5(3):95–102.

Submitted Jun.14,2022. Accepted Aug.8,2022.

ABSTRACT: [Purpose] This survey aims to clarify whether the difference in the expected listeners would resultin a difference in the learners’ understanding of the contents they are to learn. Also, the cause of thatdifference is to be revealed by inspecting the generated explanatory sentences. [Subjects and Methods] The survey
was performed in classroom-units subjecting to vocational school students. After being explained that theiraccounts as to the contents to learn would later be required, the students first took time to do learning, thenmade explanatory sentences. The listeners were set to experts, younger listeners, and classmates. The comparisonof the students’ scores and the explanatory sentences was performed afterward. [Results] The group who explained
to classmates as listeners obtained the best learning result. Also, a tendency was observed in the group’s
explanatory sentences, i.e., the group’s members generated contents that were not mentioned in the learning- 95 -

日本リハビリテーション教育学会誌 2022;5(3):95–102

tasks by doing inference using their prior knowledge.

[Conclusion] I revealed a tendency that the learners’

understanding of the contents obtains a deeper degree by setting listeners to explain to classmates. I conclude
that the said learners had a good influence on their understanding by doing explanation together with the contents
that were generated with inference from their knowledge.
Key Words: explanation expectancy, explanation generation, summery production- 96 -

日本リハビリテーション教育学会誌 第 5 巻 第 3 号 2022 年

Ⅰ．はじめに近年，学生の学力低下や学力格差が問題となっており，より効果的な学習指導方法が求められている．大1)

学や専門学校の学習形態は，一般的に一斉講義が実施されている．Bruer は，教員側が学生に向け一方的に知識を伝達するという形態は，学習者の興味がない内容である場合に内的動機付けが低くなり，学習内容も時間と共に忘却すると報告している．近年は，教授側がどのような教え方をするのかよりも，学習者が自ら学ぶにはどのような働きかけが望ましいのかに研究の焦点が当たっている．そこで本研究は，自ら学ぶきっかけとして，学習内容を他者に教える前提で学習する際の効果について検証した．学習者が新しい内容を学ぶ際に，その内容を他者に説明してもらうと伝えることは説明予期と呼ばれるとされている．深谷3)2)，学習時の指導に有効的であは，先行研究をメタ分析し，説明予期を与えることが文章理解の影響に効果的であることを報告している．説明予期とは，実際に説明は行わず学習前に説明の必要性が示された状態での学習を指す．
また，学習後の説明（主に作文による説明の産出（以下，説明産出））時に具体的な説明相手を教示することは，学習内容の理解に効果的だとする報告がある．例えば野口

4)は，学習後の説明前に年下を想定させた

5)

群が最も正確な知識を習得したと報告している．また Gunel は，年下に向けて説明させることで質の高い説
明文章の産出や知識習得が可能になったと報告している．説明産出時に教示する説明相手は，年下を設定することで学習効果が高まるといった報告がみられる．
6)

さらに，説明予期に加えて説明産出も行った場合の学習効果が検証されている．例えば Fiorella は，大学生を対象に化学の概念を学習材料とした説明予期の有無と，説明産出（ビデオ録画し口頭で説明）の有無
による効果を検証している。結果は，説明予期に加え説明産出を行った群に高い学習効果がみられたとしている．しかし，説明予期を行わず説明産出時のみ説明相手を教示した場合には，学習効果が促進しなかった7)としている．他にも Hoogerheide は，説明予期だけでは不十分であり，予期した上で学習し説明産出を行う
ことで学習効果が得られたと同様の報告をしている．
説明の必要性が伝えられることによる学習効果を検証した報告は多くみられる．しかし，説明相手の違い
や説明産出の方法，学習する内容や参加者の年齢は様々であり，全ての環境で応用可能な指導法であると断言できない現状がある．実際に，伊藤・垣花

8)は，大学生を対象とした統計学の理解について検証したところ，説明予期の効果が得られなかったと報告している。そこで本研究は，専門学校生を対象とした一斉講義場面に着目し，説明相手を設定した学習に効果が得られるのか，どのような相手を設定すると効果が高まるのか明らかにすることを目的に実施した．

Ⅱ．対象と方法
1．対象
実験参加者は，医療系専門学校（理学療法学科，作業療法学科，看護学科の１～４年生）から８クラスをランダムに選出した計287名（男性160名，女性127名，平均年齢21.5歳）である．倫理的配慮として，学校の成績と実験は一切関係無いと知らせた上で任意の参加者を募集した．了解を得た個人に内容を説明し書面で同意を求め，所属するクラスごとに集まり一斉講義形式で行った．また，本研究は河原医療大学校看護学科
倫理審査委員会の承認(201805)を得た上で実施した．

- 97 -

日本リハビリテーション教育学会誌 第 5 巻 第 3 号 2022 年

2．方法
実験目的は，一斉講義時に設定する説明相手の違いが，学習内容の理解に差をもたらすか検証することである．具体的な説明相手を３群設定した．まず，大西

9)の先行研究を基にして課題に対する既有知識の有無から２群（専門家に向けて説明する群と年下に説明する群）を設定した．これは，実在しない仮想の存在である．また，学習者が同じ教室にいるといった講義形式の利点を活かし，学習効果があるとされているジグ
ソー学習法

10)

を参考に同級生を想定させる群を設定した．ジグソー学習法とは，１つの学習内容を３つの部分に切り、それぞれを３人グループの１人ずつが受け持ち勉強する．その後に，それを持ち寄って互いに自分が勉強したところを説明しあい，ジグソーパズルを解くように全体像を協力して浮かび上がらせる手法である．これは，学んだ内容を他者に教授するという文脈において，説明予期が与えられている条件と同じだと考えられる．ジグソー学習法を考案した Aronson

11)は，この学習法の利点について｢相手の立場になって考えることができる｣と説明している．他に，具体的な相手は教示せず説明予期のみを与える統制群も設定した．
実験手順は，一斉講義場面にて実験実施者から課題文（説明文章）が配布され，説明予期として想定する相手が教示される．学習後に再度想定相手が教示され，原稿用紙に説明文の記載が求められる．記載後には，内容理解を確認するためのテストを実施し説明相手の違いによる群差を検証した．また，産出された説明文も分析対象とした．実験デザインは，課題文学習前に教示する説明相手の違い（専門家想定群，年下想定群，同級生想定群，統制群）を要因とする参加者間 1 要因計画である．課題文は，各学科による既有知識の差を考慮し，藤田12)から記憶の分類に関する解説を改編し作成した（図１）。改編内容は，各記憶の具体例が記載されている文章を割愛した。理由は，課題文を学習した後で記載する説明文や事後テストに，具体例をそのまま引用するのを防ぐためである。課題文は，1,211 文字であった。
実験実施者は「課題文を読んだ後に，その内容を他の人に伝えるための説明文を書いていただきます」と伝えた．次に，独立変数としての説明相手を専門家想定群（67 名，平均年齢 21.7 歳），年下想定群（65 名，
平均年齢 22.9 歳），同級生想定群（90 名，平均年齢 20.6 歳），統制群（65 名，平均年齢 20.9 歳）としてランダムに振り分けた．教示は，「実際にその文章を読む人は，（来年入学してくる 1 年生・記憶を専門に研究している大学の教授・内容を知らない同級生）です．あなたの書く説明文を読む人のことを意識して下さい」とした．また，統制群は独立変数を教示しなかった．課題文の読解時間を 15 分，説明文の記載を 20 分と制
限した．理由は，学習時間の違いからの理解差を無くすためであり，予備実験から必要な時間を設定した．
従属変数は，事後テスト得点である．事後テストは，Van Dijk

13)の文章理解モデルを参考にして作成された．このモデルは，理解の深さ順に表層理解，テキストベース理解，状況モデル理解と区分したものである．
表層理解とは，課題文に提示された単語や語順の記憶である．テキストベース理解とは，課題文にある記載
内容のみの記憶である．次に状況モデル理解とは，学習者自身が持っている知識を活用しながら課題文を学習することである．文章理解の最終目的は，状況モデルの構築とされている．これらを踏まえ，表層的な理解でも回答可能な４択問題 16 問（16 点満点）と，課題文の内容を逐語的に記憶できれば解答できる記述問
題（12 点満点）を設定した．また，内容を理解した上で既有知識と照らし合わせた状況モデルを確認するた
めに，記憶の分類に対する具体例を記述する（12 点満点）問題も設定した．その他に，文字数の比較や産出された文章をアイデアユニット（以下 IU）に分割し説明内容の違いを分析した．IU とは，文章理解や産出の研究で広く用いられている単位であり，一般的には単文に相当するものである．例えば，原文の内容と明らかに矛盾するような IU を誤り IU として分類した．さらに，邑本

14)を参考に分類された IU を２つの文章産出方略に分類した．１つは，状況モデルを示すとされる表象依存型要約方略（以下表象依存型）である．これは，原文に明示されておらず容易には推論できない個性的な推論情報を含むような IU があり，自身の知識- 98 -

日本リハビリテーション教育学会誌 第 5 巻 第 3 号 2022 年

図１

課題文

- 99 -

日本リハビリテーション教育学会誌 第 5 巻 第 3 号 2022 年

から情報を検索して文章を組み立てる方法である．他方は，テキストベース理解を示すとされるテキスト依存型要約方略（以下テキスト依存型）である．これは，課題文にあった情報を抜き出して説明する方法であり新たな内容は含まず，用いられている述語は同じだが，態の変化や様相的な違いが見られるような類似表
現 IU などから構成される．
統計解析は，一元配置分散分析を用い危険率 p<0.05 で処理した．有意差がみられた場合には，多重比較検定（Bonferroni 法）を実施し，統計解析ソフトは，IBM SPSS Statistics version28 を用いた．

Ⅲ．結果

事後テスト得点を採点し，得られた従属変数（表層理解テスト得点，テキストベース理解得点，状況モデ
ル得点）について，想定相手の違いを独立変数とした１要因被験者間分散分析で実施した．テスト得点についての結果が表１である．表層理解テスト得点，テキストベース理解得点，状況モデル得点において群の主効果が有意となった．多重比較の結果，表層理解テスト得点は，同級生想定群と統制群の間に有意差が確認された．テキストベース理解得点は，同級生想定群と他群（専門家想定群，年下想定群，統制群）に有意差が確認された．また，状況モデル得点は，同級生想定群と統制群に有意差が認められた．全ての理解得点において，同級生を想定するよう教示した群の得点が有意に高くなる傾向がみられた．
記載された説明文の文字数について，分散分析を行った結果が表２である．群の主効果が有意となったた
め多重比較を行ったところ，同級生想定群と統制群との間に有意差がみられた．
次に，要約方略別の IU 数について分析した結果が表３である．テキスト依存型要約方略 IU の出現数を比較したところ有意差はみられなかった．しかし，表象依存型要約方略 IU は，群の主効果が有意となったため
多重比較を行ったところ，同級生想定群と他群との間に有意差がみられた．

Ⅳ．考察

年下に向けた説明を産出することは，学習内容について正確な知識を習得すると報告されている

3)

．しか

し，学習場面や説明相手の違いなどにより学習効果についての見解は異なっていた．本研究は，一斉講義場
面に同級生を設定することで高い学習効果を得た．この理由について，産出した説明文の内容を分析したと

表１

テスト成績の平均値と標準偏差（括弧内は標準偏差）
想定相手

事後テスト

専門家

年下

同級生

統制群

n =67

n =65

n =90

n =65

9.97

9.94

10.97

8.78

*

(±3.63)(±3.48)(±2.58)(±2.51)

同級＞統制

テキスト

4.28

4.12

5.38

3.77

*

ベース理解

(±2.32)(±2.45)(±2.55)(±1.57)

同級＞他群

5.28

4.92

6.52

4.48

*

(±3.15)(±2.92)(±3.69)(±2.92)

同級＞統制

表層理解

状況モデル理解

一元配置分散分析 ，多重比較（Bonferroni 法）(* p<.05)- 100 -

多重比較

日本リハビリテーション教育学会誌 第 5 巻 第 3 号 2022 年

表２ 産出文字数（括弧内は標準偏差）
専門家

年下

同級生

統制群

296

304

334

282

(±137)(±127)(±108)(±103)

一元配置分散分析 ， 多重比較（Bonferroni 法）(* p<.05)

同級生想定群

＞

多重比較
*
統制群

表３ 要約方略別 IU 数平均値（括弧内は標準偏差）
要約方略

専門家

年下

同級生

統制群

1.79

1.34

2.83

1.34

(±1.75)(±1.08)(±1.41)(±2.09)

テキスト

7.63

7.35

7.08

6.40

依存型

(±3.70)(±3.44)(±3.62)(±3.05)

表象依存型

一元配置分散分析 ， 多重比較（Bonferroni 法）(* p<.05)

同級生想定群＞

多重比較*専門家，年下，統制群

ころ，同級生を想定させた群には，表象依存型の説明方略が多く用いられていることが明らかとなった．表象依存型の説明方略は，記憶参照事態の方略に近いとされている．記憶から参照されうる内容の多くは,文章中の重要な内容であるため，文章読解時に読み手によって推論された結果として記憶に残っている

12)

．この

ことから，説明文の作成時に学習内容を想起し，自身の知識と照らし合わせた処理（推論）を行ったことが深い理解に寄与したと考えられる．また，情報を元の文章から忠実に表現しようとするテキスト依存型方略
は，記憶した内容を推論するなどの処理は伴いにくいとされている

12)．本研究では，学習に使用した課題文は回収され参照出来ないが，説明文にはほぼ同じ文言の文章が多く確認された．これは，課題文を記憶から参照し，内容を処理することなく記載したと推察される．いわば，暗記して写したような状態と同じであると考えられる．各群とも出現数に差はないことから，説明相手の違いで課題文を処理せず記載する方略には影響を及ぼさないことが明らかとなった．生成された文字数は，同級生想定群が統制群よりも多く産出していた．これは，個人が処理（推論）した内容を踏まえて課題文に記述されていない新たな（具体的な）情報を付加したためであると考えられる．その根拠は，原文を模写したのであれば文字数自体は同じか，全てを模写できなければ減少するからである．また，同級生想定群の文章には表象依存型の説明方略が多く用いられていることがある．表象依存型は，個性的な推論情報を含む内容であり，原文以外の自身の知識を付加することで文字数が増加したと考えられる．
学習内容を説明する相手の違いは，学習動機づけに影響を及ぼすことが明らかになっている．具体的には，年下を設定することで，良好な学業成績を納める種類の動機づけが高まることが報告されている

15)

．本研究

でみられた学習効果は，説明相手が身近に実在したことが影響したのか．また，実在する相手であればどのような属性をもつ説明相手が良いのか．他にも，内容理解に影響を及ぼすと考えられる環境（例えば，同級
生と遠隔学習する場合）や繰り返し行った際の持続効果などを明らかにすることが，今後の研究課題だと考えられる．
本研究は，一斉講義時に学習内容の知識がない同級生を説明相手に設定することにより，既有知識と照らし合わせた状況モデルを用いた内容理解が促され，説明者の学習効果が高まることを明らかにした．

- 101 -

日本リハビリテーション教育学会誌 第 5 巻 第 3 号 2022 年

利益相反と研究助成費
本研究の一部は 2020 年度 JSPS 科研費(20K22230)の助成を受けました．本研究における利益相反はありません．

謝辞
本研究の実施にあたり，ご協力いただきました皆様に感謝申し上げます．

引用文献
1)

Bruer J.T . School for Thought．A Science of Learning in the Classroom．Cambridge，MA：The

MIT

Press，1993．松田文子・森敏昭監訳，授業が変わる 認知心理学と教育実践が手を結ぶとき，北大路書房，1997:21−27．
2)

Bargh JA, Schul YB. : On the cognitive benefits of teaching．Journal of Educational Psychology，
1980,72：593-604.

3)

深谷達史: 説明予期が文章理解に及ぼす影響 ―実験とメタ分析による検討―．心理学研究，2014,85：
266-275.

4)

野口聡, 村上正行:平易な表現・情報の補足を用いた説明が中学理科の知識の習得に与える影響． 日本
教育工学会論文誌, 2018,42(2)：155-165.

5)Gunel M, Hand B,McDermott MA. : Writing for different audiences: Effects on high-school students'
conceptual understanding of biology. Learning and Instruction, 2009,19(4) : 354-367.

6)

Fiorella L, Mayer RE. : Role of expectations and explanations in learning by teaching. Contemporary
Educational Psychology, 2014,39(2) : 75-85.

7)

Hoogerheide V, Loyens SM, Van,GT. :Effects of creating video-based modeling examples on learningand transfer. Learning and Instruction.2014,33 : 108-119.

8)

伊藤貴昭，垣花真一郎:説明はなぜ話者自身の理解を促すか ―聞き手の有無が与える影響―．教育心理学研究,2009,57：86-98.

9)

大西康平:想定する読み手の違いが説明文の内容理解と産出に与える影響． 法政大学大学院人文科学研
究科心理学専攻修士論文，2014, 未公刊.

10) 筒井昌博:ジグソー学習入門―驚異の効果を授業に入れる 24 例―．明治図書出版, 1999.
11) Aronson E, Stephan C, Sikes J, et al.: ジグソー学級 生徒と教師の心を開く協同学習法の教え方と学び方. 松山安雄訳, 原書房,東京,1986.
12) 藤田哲也（編著）絶対役立つ教養の心理学．ミネルヴァ書房，1997: 35-55．
13) Van Dijk TA, Kintsch W. : Strategies of discourse comprehension. Academic Press. New York, 1983.
14) 邑本俊亮:要約文章の多様性―要約産出方略と要約文章の良さについての検討―．教育心理学研究，
1992,40(2）：213-223.
15) 大西康平，森井康幸: 他者への説明を前提とした学習への動機づけは，想定する説明相手の違いによってどのように異なるのか？

―説明予期の効果に影響する要因の検討―．吉備国際大学 心理・発達総合

研究センター紀要，2020,6 : 21-25.

- 102 -

日本リハビリテーション教育学会誌

2022;5(3):103–117

原 著

認知症患者に対する作業療法学生の態度形成―顕在的認知と BPSD への困難感による因果モデル―
Attitude formation of occupational therapy students toward patients with dementia―Causal Model with Manifest Cognitions and Difficulties with BPSD―

黒川喬介 1）2)

堀本ゆかり 3）

Kyousuke KUROKAWA ,OTR, MS1,2), Yukari HORIMOTO ,RPT, Phd3)

1）帝京科学大学 医療科学部作業療法学科：山梨県上野原市八ツ沢 2525（〒409-0193 ）Dept. Faculty of Medical Sciences Department of Occupational Therapy, Teikyo University of Science
Yatsusawa, Uenohara, Yamanashi）（2525

E-mail:k-kurokawa@ntu.ac.jp

2）国際医療福祉大学大学院 医療福祉学研究科医療福祉教育管理分野博士後期課程：東京都港区赤坂 4 丁目 1−26 （〒107-0052）

Doctor Course, Education and Management in Health and Welfare Section, Graduate school of International
University of Health and Welfare（4-1-26 Akasaka, Minato-ku, Tokyo）

E-mail:20s3026@g.iuhw.ac.jp

3） 国際医療福祉大学大学院 医療福祉学研究科：福岡県福岡市早良区百道浜 2-4-16（〒814-0001）

Education and Management in Health and Welfare Section, Graduate school of International University of
Health and Welfare（2-4-16 Momochihama, Sawara-ku, Fukuoka, Fukuoka）

日本リハビリテーション教育学会誌

E-mail: horimoto@iuhw.ac.jp

2022;5(3):103-117. 受付日 2022 年 7 月 15 日 受理日 2022 年 8 月 8 日

要旨：[目的] 作業療法学生の認知症患者に対する態度に影響する要因間の影響度を明らかにし，肯定的な態度変容を促すための具体的な教育内容を提言する．[対象と方法] 臨床実習前の作業療法学生 358 名を対象とした．認知症患者に対する顕在的認知を測定する尺度と態度尺度，BPSD への困難感尺度を用いた．[結果]『困難感』が『認知』に与える影響について重回帰分析を行った結果，4 項目に有意な影響がみられた．
『認知』と『態度』の構造を明らかにするため共分散構
造分析を行った結果，『認知』から直接『態度』へ及ぼす影響よりも『認知』から『困難感』を介して『態度』へ影響を及ぼす程度の方が大きかった．[結語] 『態度』の変容を促すための教育として，『認知』に直接アプローチするよりも『困難感』を軽減させた状態にする工夫が必要であることが示唆された．
キーワード：作業療法学生，認知症患者，態度，困難感

Japanese Journal of Rehabilitation education 2022;5(3):103–117. Submitted Jul.15,2022. Accepted Aug. 8,2022.
ABSTRACT: [Purpose] The study identified the degree of influence of factors that affect occupational therapy- 103 -

日本リハビリテーション教育学会誌

2022;5(3):103–117

students' attitudes toward patients with dementia, and recommended specific educational content to promote
positive attitude change. [Subjects and Methods] A total of 358 occupational therapy students before theirclinical practice were included in the study. A scale measuring apparent cognition and attitude toward
patients with dementia, and a scale of difficulty with BPSD were used. [Results] Multiple regression analysisof the influence of "sense of difficulty" on "cognition" revealed significant influence in four items.
Covariance structure analysis was conducted to clarify the structure of "cognition" and "attitude," and foundthat the degree of influence from "cognition" to "attitude" was greater through "sense of difficulty" thanthe degree of influence directly from "cognition" to "attitude. [Conclusion] The results suggest that, as
education to promote changes in "attitude," it is necessary to devise ways to reduce the "sense of difficulty"
rather than to approach "cognition" directly.
Key Words: Occupational therapy student, Dementia patients, Attitude，Difficulty- 104 -

日本リハビリテーション教育学会誌

第 5 巻 第 3 号 2022 年

Ⅰ．はじめにわが国では人口の高齢化率が非常に高く，それに伴って認知症の有病率も高まっている．このため身体疾患の治療目的で一般病院に入院する患者のうち，認知症もしくは認知機能低下の疑われる高齢者が現状でも相当数存在しており 1），高度専門医療機関・一般病院等に入院している約 3 割の患者に認知症もしくは認知機能低下が認められるといわれている 2)．そんな中，医療従事者を養成する教育課程において，臨床実習は多くの割合を占めており，中でも作業療法学科に所属する学生（以下，作業療法学生）は，身体領域，精神領域，発達領域，地域老年期領域といった，広い領域での実習に分けられて配置され各施設の臨床実習指導
者から指導を受ける．認知症は作業療法学生が配置される臨床実習において発達領域を除く様々な領域の施設で対象となりうる可能性の高い疾患であるといえる．作業療法学生は臨床実習において，対象者と協働的な治療関係を築いて効果的な実習を行わなければならない．しかし，精神科領域を中心に，表面的な交流に終始して双方向の関係を築くことが難しく 3），実際の臨床実習では作業療法学生が認知症患者に対して適切な態度をとることが叶わない場合がある．
態度（attitude）について，これまで多くの研究者によって定義されているが，Krech4）らは「社会的事象に関するポジティブまたはネガティブな評価，情緒的感情，賛否の行動傾向の持続的体系」と定義している．
すなわち態度とは特定の対象への評価のことであり，人の捉え方や感じ方を指しているといえる 5）．また，
Solomon6）は態度の構造について，認知的成分，感情的成分，行動的成分の 3 つの構成要素が順番に態度が形成されるといった，認知的情報処理による態度形成（標準的学習階層モデル）を示している．つまり態度形成の過程として，態度の基盤に「認知」が作用しているということである．さらに，ある対象への認知には，意識的にモニターできる部分（顕在的，explicit）と，自分自身で意識的にコントロールできない部分（潜在的，implicit）が存在する 7）．
筆者らは 2021 年 4 月から 10 月に，態度形成の階層モデルから，作業療法学生を対象に認知症患者に対する顕在的認知（自覚する意識の程度）と，潜在的認知（意識的にアクセスすることが困難な思考や感情の程度）について検討した 8）．その結果，作業療法学生は認知症患者に対して入学時よりネガティブな認知が潜在的にも顕在的にも生じているものの，両者に相関はみられなかった．また，認知症に関する講義の履修の有無および臨床実習経験によって認知症患者に対する認知が変化するのかを検討した結果，未履修群，履修済み群，臨床実習経験群の各群間において顕在的認知には有意差がなく，作業療法学生は入学時から専門科目の履修が終了するまで，認知症患者に対して顕在的にネガティブな認知が持続されていることが示唆された．
これまで認知症高齢者に対する回答者の“意識の程度”を距離で表すことを目的に，質問紙やインタビュ
ーといった自己報告式の尺度といった顕在的指標を用いて，認知症患者に対するイメージの変化を調査した
研究は多く見受けられる．認知症に関する学年の進級に伴う認知症高齢者へのイメージの変化や認知症に関する知識の高低の差の結果から，知識が高い群や学年の進級に伴い認知症高齢者に対してネガティブになるという報告 9-11）がある一方で，ポジティブになるという報告 12-18）も多くある．さらに久世ら 19）の研究では，認知症の知識高低で認知症高齢者イメージには違いが認められなかったと報告している．これらの調査結果の違いについては，各研究で用いられている尺度や因子構造によって様々である．それぞれの研究で用いられた質問項目の内容や項目数によって得られる因子構造が異なるものになるのは必然的であるが，似通った質問項目を用いた場合でも一致した結果は得られていない．しかしながら，認知症患者に対する態度やイメージがネガティブに働く共通の要因には，認知症の Behavioral and Psychological Symptoms of Dementia- 105 -

日本リハビリテーション教育学会誌

第 5 巻 第 3 号 2022 年（以下，BPSD）が関与していることが指摘されている 9）11）20）．作業療法学生が臨床実習で認知症患者に接する際も BPSD の対応に困難を感じつつ，医療職業人としてそれを表面に表すことは不適切とする感情規則があるために自身の意識的な感情をコントロールしようとする感情作業が働きながら認知症患者に対応していることが予想される．
潜在的認知を変容させることは容易ではなく 21）22），多量の訓練や時間をかけた学習を行う必要があること
23-25）から，筆者らは，作業療法学生が臨床実習で対象者とよりよい関係性を築くためには，入学後から臨床実習前までの間に学生が対応困難に感じている認知症の BPSD についてネガティブな顕在的認知の変容を促しうる教育が急務である 8）と結論付けた．
Solomon6）の標準的学習階層モデルに基づき，作業療法学生の認知症患者への『態度』も『認知』・『感情』
を経て形成されると仮定すれば，臨床実習において，作業療法学生が認知症患者に対して適切な態度をとるための教育を検討するためには，認知症患者に対する顕在的認知（以下，『認知』）と BPSD に対する困難感（以下，『困難感』）が認知症患者に対する態度（以下，『態度』）に与える影響を把握することが必要である．
そこで本研究では，臨床実習前の作業療法学生に焦点をあて，『態度』に影響すると仮定した要因間の関連や影響度について，共分散構造分析を用いて明らかにすることを目的とした．

Ⅱ．対象と方法
1．対象
3 週間以上の臨床実習を経験した学生を除く作業療法学生を対象の母集団とした．首都圏にある専門学校
を含む作業療法学科を有する養成校に調査依頼をし，承諾の得られた養成校（8 校）に所属する第 1 学年，
第 2 学年，第 3 学年の学生とした．対象者には，質問紙配布時に研究の目的や方法，本調査への参加は自由意志であること，無記名であること，成績評価とは無関係であり回答を拒否することによることで不利益を被らないことを説明した．本研究のプロトコルは，国際医療福祉大学研究倫理審査委員会において審査を受けて承認されている（承認番号：20-Ig-78）．
研究参加者367名のうち，同意書に署名のない者および調査票に欠損値や誤記入があった者を除いた358名
を分析の対象とした．分析の対象（平均年齢19.7±3.4歳）のうち，男性161名（平均年齢19.5±2.1歳），女性
197名（平均年齢19.8±4.2歳）であった（表1）．

2．調査方法
調査は，2021 年 12 月から 2022 年 6 月の期間において，学内の普通教室で授業の空き時間に質問紙法による集団調査として行った．質問紙に用いた尺度は，①中野らによる老人イメージスケール（Images of theElderly Scale；以下，IES），②金らによる認知症に関する態度尺度（Attitude toward Dementia Scale：以下，ADS），③Kurokawa らの BPSD に対する困難感尺度（BPSD Difficulty Scale；以下，BDS）を用いた．
さらに基本属性として，性別，年齢を問うものを一冊にした冊子を用いた．
①『認知』を測定する質問は，これまで認知症高齢者のイメージに関する調査研究 12）13）16）26）で使用されている中野ら 27）の SD 法による IES を用いた．これは 17 形容詞対から構成され，逆転項目の処理を行い，否定的な極からポジティブな極へ順に 1 点から 5 点が配点され 3 点が中立点となる．1 サンプルの認知症患者に対する顕在的認知の値としては，本スケールを使用した木下 14）に準じて 17 項目の点数の平均値を用いた（図 1）．

- 106 -

日本リハビリテーション教育学会誌

第 5 巻 第 3 号 2022 年②『態度』を測定する質問は，金ら 28）によって開発され，信頼性・妥当性の検討がなされた ADS を用いた．これは，認知症の人に対する肯定的・否定的感情と受容的または拒否的な行動の傾向を評価するものである．ADS は 14 項目から構成され，各項目 4 件法「全く思わない：1 点」「あまり思わない：2 点」「ややそう思う：3 点」
「そう思う：4 点」である．1 サンプルの『態度』の値としては，金らに準じて逆転項目の処理を行い，合計得点を求めた．得点範囲は 14～56 点で得点が高いほど態度が肯定的であることを示す（図 2）．
③『困難感』を測定する質問には，病院・施設において認知症患者にみられた行動障害の頻度を評価することを目的に，朝田ら29）が作成した痴呆患者の問題行動評価票（Troublesome Behavior Scale：TBS）を，
Kurokawaら30）がBPSDを呈する認知症患者への対応に関する困難感を評価するために，「認知症の症状そのものから回避したいと抱く感情」という定義の下，尺度を改変し作成したBDSを用いた．BDSはTBSの尺度を改変したことによる信頼性が確認されている．設問は14項目から構成され，各BPSDの項目に関して，回答者が対応を避けたいと思う程度を，「そう思う：4点」「ややそう思う：3点」「あまりそう思わない：2点」「そう思わない：1点」の4段階で回答する（図3）．

3．分析方法
今回，作業療法における学内の講義による専門的教育によって，作業療法学生の『困難感』がどのような因子で構成されているかを検討するため，老年期及び認知症に関する講義を履修する前の学生群（以下，未履修群），履修後の学生群（以下，履修済み群）の 2 群とした．各群の人数と年齢（SD）は未履修群 128 名のうち，男性 52 名（平均年齢 18.7±2.0 歳），女性 76 名（平均年齢 18.4±1.3 歳），履修済み群 230 名のうち，男性 109 名（平均年齢 19.9±2.1 歳），女性 121 名（平均年齢 20.8±5.0 歳）である（表 1）．
第 1 段階として，標本の全体像を捉えるために全体および各群の IES 値の平均値を算出した．IES 値の平均値の検定値＝3 とする帰無仮説を検証するために 1 標本 Wilcoxon 符号付順位検定を行った．
第 2 段階として，作業療法学生の専門的教育が『認知』にどのような変化を及ぼしているかを検討するため，未履修群と履修済み群との間で IES 値の差の有無について，Mann-Whitney の U 検定を行った．
第 3 段階として，第 2 段階の結果をもとに臨床実習前の作業療法学生が対応困難と考える BPSD について，IES 値と BDS の 14 項目とで重回帰分析を行った．
第 4 段階として，臨床実習前の作業療法学生の『態度』と『認知』の構造を明らかにするため，Solomon6）の標準的学習階層モデルの概念枠組みを参考に，『認知』から『困難感』を経て『態度』に至るモデル（図 4）を作成し，共分散構造分析を行った．つまり ADS 値は IES 値および『困難感』から直接的に規定され，また，IES 値から『困難感』を介して間接的にも影響を受けるというというものである．なお，共分散構造分析を行うにあたり，モデル中の『困難感』は潜在変数とし，第 3 段階で行った重回帰分析の結果，有意水準
0.05 を満たしたものを BDS の下位項目とした．
データ分析には統計解析プログラム・パッケージ SPSS for Windows ver.25.0J および IBM SPSS AMOS28
を用いた．

Ⅲ．結果
まず，本研究は複数の学校にて調査を実施しており，それぞれの群において学校間で違いがないかを確認するため対応する群間で Kruskal-Wallis 検定にて IES 値の比較を行った．その結果，未履修群の 7 校（A.B.C.D,E,F,G の各学校）においては p=0.679，履修済み群の７校（A.B.C.D.E,F,H の各学校）においては- 107 -

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第 5 巻 第 3 号 2022 年

p=0.246 であり，両群とも学校間に有意な差はみられなかったことが確認された（表 2）．
1．第 1 段階：作業療法学生における IES 値の検討
全体の IES 値の平均値は 2.64（p=0.000），未履修群の IES 値の平均値は 2.63（p=0.000），履修済み群のIES 値の平均値は 2.65（p=0.000）であり，中立点（3 点）以下であった．検定値＝3 とする帰無仮説は棄却
されて，全体および両群において有意差があった（表 3）．
2．第 2 段階： 作業療法学生における専門的教育による影響についての検討
作業療法学生の『認知』が学内での講義によってどのように変化しているのかを検討するため，未履修群の IES 値の平均値は 2.63，履修済み群の 2.65 であり，未履修群と履修済み群との間で IES 値の比較を行った結果，p=0.581 であり両群間に有意差はなかった（表 4）．
3．第 3 段階：臨床実習前の作業療法学生が対応困難と考える BPSD
第 2 段階の結果，IES 値において未履修群と履修済み群の間に有意差がみられなかったことから，本稿では標本全体を臨床実習前群として，臨床実習前の作業療法学生が抱く『困難感』が『認知』に与える影響を検討するため，IES 値を従属変数，BDS の全ての項目を独立変数とする重回帰分析を行った．その結果，BDS
に関する 14 項目のうち，4 項目に有意な影響がみられた．IES 値に与える影響力の強さは，標準偏回帰係数の大きい順に「7．職務妨害」「13.まつわり」「3．誣告」「12.暴言・暴力」であった（表 5）．特に「7．職務妨害」の影響力が強かった．
4．第 4 段階：臨床実習前の作業療法学生の『認知』・『困難感』
・『態度』の構造
臨床実習前の作業療法学生の『認知』と『態度』の因果モデルについて検討するため，『困難感』を第 3 段
階の結果から得られた「7．職務妨害」「13.まつわり」「3．誣告」「12.暴言・暴力」の 4 項目から成る 1 因子モデルを潜在変数として表した．この潜在変数を介して IES 値から ADS 値へ向かう間接的効果と IES 値から ADS 値へ向かう直接的効果について，それぞれの影響の度合いを調べるため，共分散構造分析を行った．
仮定したモデルのデータへの適合性は，適合度指標である Comparative Fit Index（CFI），Root Mean Square
Error of Approximation（RMSEA），Goodness of Fit Index（GFI），Adjusted Goodness of Fit Index（AGFI）
で判定した．その結果，IES 値から直接 ADS 値に向かう標準偏回帰係数は 0.12 であり，困難感から ADS 値に向かう標準偏回帰係数は-0.72 であった．一般的に CFI は 0.90 以上，RMSEA は 0.05 以下，GFI，AGFI
ともに 0.9 以上であればデータに対するモデルの当てはまりが良いと判断される 31）．すなわち IES 値から直接 ADS 値に向かう影響よりも，困難感から ADS 値に向かう影響の度合いが強いという結果が得られた．また，IES 値から ADS 値に向かう間接的効果について，IES 値から困難感に向かう標準偏回帰係数は-0.68 であったことから，IES 値から困難感を介して ADS 値に向かう間接的効果は（-0.68×-0.72＝0.49）となり，
IES 値から ADS 値へ直接的に影響をおよぼす影響よりも，IES 値から困難感を介して ADS 値に影響を及ぼす程度の方が大きいという結果となった（図 5）．モデルの適合度は，CFI＝0.993，RMSEA=0.033，GFI＝0.989，AGFI＝0.972 と良好な数値が得られ，モデルの当てはまりの良好性が示された．

表1 基本属性
作業療法学生n=358
男性：161名 年齢：19.5±2.1歳
女性：197名 年齢：19.8±4.1歳
未履修群
履修済み群
n=128
n＝230
男性：52名 年齢：18.7±2.0歳
男性：109名 年齢：19.9±2.1歳
女性：76名 年齢：18.4±1.3歳
女性：121名 年齢：20.8±5.0歳- 108 -

日本リハビリテーション教育学会誌

第 5 巻 第 3 号 2022 年

と
て
も

いど
えち
ばら
か
と

など
いち
ら
で
も

いど
えち
ばら
か
と

2

3

4

1

と
て
も
5

冷たい
悲しい
正しくない
ひどい
醜い
話しにくい
きたない
病気がちな
邪魔をする
悪い
だらしない
暇そう
愚かな
遅い
小さい
弱い
鈍い
図1

暖かい
嬉しい
正しい
素晴らしい
美しい
話しやすい
きれい
元気な
手伝ってくれる
良い
きちんとした
忙しそう
賢い
速い
大きい
強い
鋭い

老人イメージスケール（Images of the Elderly Scale；IES）

1

認知症の人にも周りの人と仲良くする能力がある

2

普段の生活でもっと認知症の人と関わる機会があっても良い

3

認知症の人が困っていたら，迷わず手を貸せる

4

認知症の人も地域活動に参加したほうが良い

5認知症の人は周りの人を困らせることが多い

6認知症の人は我々と違う感情を持っている

7

認知症の人と喜びや楽しみを分かち合える

8

認知症の人とちゅうちょなく話せる

9

家族が認知症になったら，世間体や周囲の目が気になる

ま
思っ
わた
なく
い

あ
思ま
わり
な
い

や
そや
う
思
う

そ
う
思
う

1

2

3

4

10 家族が認知症になったら近所付き合いがし難くなる
11 認知症の人が自分の隣の家に引っ越してきても構わない
12 認知症の人の行動は理解できない
13 認知症の人はいつ何をするか分からない
14 認知症の人とできる限り関わりたくない
図2

認知症に関する態度尺度（Attitude toward with Dementia Scale；ADS）- 109 -

日本リハビリテーション教育学会誌

第 5 巻 第 3 号 2022 年

1

住居の内外をしきりと歩き回る，住居を出ていこうとする

2

食用でないものを口に入れる

3

金品を取られたと責める

4

言いがかりや，説明に対する否定・歪んだ解決

5

やたらと物を隠す6

無意味な作業（例；衣類・たんす，トイレなどの悪戯）

7（病院・施設）職員の仕事・休憩の妨害

8

他人とのトラブル

9

つまらないものを集める

そ
う
思
わ
な
い

そあ
う ま
思 り
わ
な
い

や
そや
う
思
う

そ
う
思
う

1

2

3

4

10 夜半に騒いだり，人を起こす
11 トイレ以外での排泄，便コネ（弄便行為）
12 暴力・破損行為や暴言（介助の際の抵抗は含まない）
13 まつわりついたり，同じ質問を繰り返す
14 大声で叫ぶ・金切り声をあげる
図3 BPSDに対する困難感尺度（BPSD Difficultｙ Scale；BDS）

表2 IESにおける学校間の比較
未履修（n=128）
学校
平均値
A専門学校（19）
B大学（15）
C大学（21）
IES値
D大学（23）
E専門学校（11）
F専門学校（26）
G専門学校（13）

2.69
2.66
2.64
2.58
2.63
2.65
2.56

SD
0.35
0.47
0.33
0.29
0.32
0.48
0.40

履修済み群（n=230）
学校
平均値 SD

p値

0.679

A専門学校（34）
B大学（45）
C大学（39）
IES値
D大学（51）
E専門学校（22）
F専門学校（17）
H専門学校（22）- 110 -

2.58
2.61
2.65
2.64
2.71
2.79
2.65

p値

0.32
0.34
0.46
0.45 0.246
0.38
0.29
0.39

日本リハビリテーション教育学会誌

第 5 巻 第 3 号 2022 年

表3 第1段階：標本におけるIES値の検討
検定値＝3による帰無仮説の検証
全体
未履修群
IES
履修済み群
*p＜0.05 **p＜0.01

平均値
2.64
2.63
2.65

表5

SD
0.38
0.39
0.38

表4 作業療法学生の専門的教育による差の検討

p値
0.000**
0.000**
0.000**

IES

未履修群
履修済み群

平均値
2.63
2.65

臨床実習前の作業療法学生が対応困難と感じるBPSD

3.402

31.756

標準偏回帰係数
ベータ
p値
0.000

1.徘徊

-0.009-0.214-0.021

0.698

2.異食

0.037

1.704

0.080

0.111

3.誣告

-0.075-3.336-0.1850.001

4.否定・曲解-0.013-0.348-0.030

0.584

5.隠蔽

0.040

1.514

0.086

0.110

6.仮性作業-0.021-0.957-0.051

0.360

7.職務妨害-0.135-6.354-0.3050.000

8.トラブル-0.001-0.183-0.003

0.960

9.収集

0.028

1.819

0.064

0.193

10.夜の騒ぎ

0.025

1.372

0.064

0.208

11.放尿・弄便-0.017-0.001-0.041

0.408

12.暴言・暴力-0.059-2.709-0.1490.006

13.まつわり-0.073-3.730-0.188

0.000

0.000

0.146

-0.001

0.992

独立変数

偏回帰係数
B

t 値

(定数)

14.叫び
2

調整済み決定係数（R ）＝0.287
F値＝11.250 有意確率＜0.05- 111 -

SD
0.39
0.38

p値
0.581

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第 5 巻 第 3 号 2022 年

Ⅳ．考察
認知症患者に対するネガティブな顕在的認知の存在について，臨床実習前における作業療法学生の『認知』の指標である IES 値の平均値は全体および各群で中立点（3 点）以下であり，先行研究 8）と同様の結果であった．これまで自己報告式の質問紙に対する回答は，社会的に望ましいと思われる方向へと歪む傾向にあり
32），特に差別や偏見を測定する際には，社会的望ましさのバイアスを受けやすいとされてきた．しかし，筆者らの研究においては全体および各群で認知症患者に対してネガティブな顕在的認知が生じていた．また作
業療法学生の『認知』が養成校に入学後，老年期および認知症に関する講義を受講したことによる影響の有無を検討した結果，IES 値において未履修群と履修済み群の間に有意な差はみられなかった．これらの結果から，作業療法学生は既に養成校に入学する以前から，認知症患者に対する心理的距離が働いており 18），その後認知症に関する専門的な教育を受けることで，入学時より抱いていた認知症患者に対するネガティブな認知が持続するということを示しているものと考えられる．
IES 値において未履修群と履修済み群の間に有意な差がみられなかったことから，本研究では標本全体を一つにまとめ，臨床実習を経験する前の作業療法学生という特質を持つ集団とし，彼らが対応困難と考える
BPSD について分析した．その結果，「7．職務妨害（仕事・休憩の妨害）」「13．まつわり（まつわりついたり，同じ質問を繰り返す）」「3．誣告（金品を取られたと責める）」「12．暴言・暴力（暴力・破損行為や暴言）」の 4 項目に有意な影響がみられた．これらの項目に共通する事象として，学生自身が対象者より責められる
項目や自身が直接的に影響をうける行為から成っている．看護学生を対象とした調査 33）において，認知症患者に対応するにあたり，対応困難と感じる場面は「ケアへの抵抗場面」「攻撃的言動場面」「帰宅願望」といった自身に向かってくる BPSD が挙がっている．作業療法学生も同様に認知症患者に対する困難感を学生自身に向かう影響の程度で BPSD を判断していることが考えられる．
態度変容について，池田 34）は「態度の方向性や深さなどを変化させることであり，態度に係る 1 つの要因
（例えば，認知や感情）が変わると，他の要素にも変化をもたらす．
」と述べている．
『認知』と『困難感』が『態度』にどのような影響を及ぼすかを検討すべく共分散構造分析をした結果，『認知』から『態度』に向かう影響よりも困難感から態度に向かう影響を及ぼす程度の方が大きく，更に『認知』から『態度』へ直接的に影響を及ぼすよりも，『困難感』を介して影響を及ぼす程度の方が大きいことが明らかとなった．『認知』とは，人間の情報処理 35）における知覚，注意，記憶，思考，言語理解・言語生成などの要素から成り，これらを包括的に構成した概念である．このように，『認知』は様々な要素が複雑に関係していることから変容しにくく，『態度』の変容にも影響を及ぼしにくいものと考えられる．これに対し『感情』とは，快・不快等の情的側面から成っており 35），比較的単純であるため変容しやすいと考えられる．このため，『感情』の起伏に伴い，『態度』の変容にも影響を及ぼしやすいことが推察される．
認知症患者に対してネガティブな認知を抱いている学生における教育として，これまで多くの研究者が態度を好転させる方法について考察している．一つは認知症についての関心や知識についてである．認知症についての関心が認知症高齢者への態度を寛容にする要因に影響しているという報告 28）や，認知症に関する知識量が肯定的態度に影響を与えるという報告 9）がある一方で，認知症について関心があり基礎的知識があったとしても，介護知識が少ないと認知症高齢者に対する肯定的な評価には結びつかないという報告 11）もある．つまり症状知識と介護知識は分けて測定する必要があり，認知症について関心があり認知症に伴う基礎的知識があったとしても，認知症高齢者との接し方等の対応の知識が少ないと認知症高齢者に対する肯定的な評価には結びつかないというものである．認知症の症状を理解していても，症状への対応の仕方が分から- 112 -

日本リハビリテーション教育学会誌

第 5 巻 第 3 号 2022 年

なければ認知症患者に対して苦手意識が生じ 11），その結果，学生は認知症患者に対して心理的距離が働き，距離を置いてしまい，上手く関係性を築けなくなるという悪循環に陥ってしまうものと推察される．金ら 36）
は介護職員を対象に実施した認知症高齢者に対する態度調査の結果から，否定的な態度の回答について，実際のケアにおける認知症の周辺症状から生じる対応の困難さが反映された結果であると示唆している．また，
山下ら 12）が作業療法学生を対象に実施した認知症サポーター養成講座では，「認知症の方への接し方/認知症
介護の実際」という内容の講座が含まれており，その結果，講座受講の前後で認知症に対するイメージが肯定的に変化している．このように，認知症患者に対して肯定的な評価に結びつけるには， BPSD の対応方法
についての知識を教授する必要があると考える．
『困難感』を低減させるための BPSD の対応方法を教授する方法について，障害者への態度を好転させるための具体的な方法として，徳田 37）は障害を持つ当事者による講演，障害のシミュレーション，障害を持つ当事者への援助体験，読書，教材作成，啓蒙活動参加を挙げている．この他にも，現在多くの大学で低学年の学生に行う講義・演習内容として，模擬患者を導入する演習や認知症高齢者の生活を追ったドキュメンタ
リー視聴など様々な取り組みが成されており 10），こういった指導や教育は態度形成の改善に一定の効果があることが示されている 38）39）．
これらを『困難感』を軽減さえるための方法として置き換えてみる．まず当事者による講演について，BPSD
は認知症患者の社会性やコミュニケーション上に現れる特性であるため，認知症患者が自身の BPSD の状況を講演することは困難である．またシミュレーションも同様に，車いすや視覚障害等のシミュレーションなどは比較的実施が可能だが，学生が認知症の BPSD をシミュレーションすることには限界があると考えられる．
次に認知症患者と直接接触することによる態度変容ついて，
冨高ら 40）は認知症高齢者と交流することで，学生は自分たちと同じような生活をしていることに気づいたり，認知症高齢者との接し方を学んだりすることで，理解が深まるため好意的な態度形成につながり，認知症高齢者へのイメージが否定的であるという現状を改善するためには，認知症高齢者との交流が効果的であると述べている．また，木村ら 41）も高齢者や認知症についての授業等で彼に伴う基礎的知識を学ぶことも重要であるが，会話を交わすことや何らかの活動を共にするなどの実体験を通して理解をより深め身近に感じることが大切であると述べている．しかし，一方で偏見などの不信感を抱いている相手に対しては，単純に接触経験があるだけでは効果はがない 42）43）ことが明らかになっている．森下ら 44）は認知症に関する知識および会話経験は，肯定的態度（寛容）形成に正の関連性を示す一方で，否定的態度（距離感）の形成にも関連し，知識及び認知症患者との交流の内容について，今後慎重に検討する必要性があると述べている．障害を持つ人に対する態度が好転するためには，接触が直接的かつ構造化されたものでなくてはならず，知識とこれを適切に組み合わせることが最も効果的である 45）という意見もある．しかし，作業療法学生は入学後から臨床実習開始までの期間，老年期および認知症に関する講義の他に様々な領域の講義を受講しなくてはならず，見学実習等の実習も期間が限られている．
『態度』や障害を抱えた者に対する行動の変化・形成に役立つ重要な点として，上述したような直接経験でなくとも教材として映像教材等を活用し学生のイメージを補う 46）ことが可能であり，ビデオ 47-49）や映画
50）といった視聴覚教材を用いた間接経験でも態度変容の効果が確認されている．認知症患者に対する困難感の軽減には，直接経験の方が間接経験より態度変容が有効である 47）ものの，認知症患者との交流を多く経験するには限界があるとも考えられる．これらを考慮すると，学内での認知症に関する限られた講義の時間において，作業療法学生の認知症患者に対する受容や感情の変化を起こすことができる効率的かつ効果的な新
たな方法は，いかに間接経験を活用することができるかにかかっていると考える．適用すべき学習法については講義内で視聴覚教材を用い，さらに学生同士でディスカッションやロールプレイを行うようなアクティ- 113 -

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ブラーニングを積極的に導入していくことが望ましいのではないか．
作業療法学生の認知症患者に対する肯定的な態度を促進させることを目的とした学内講義の具体的内容として，まずは学生が困難と感じる BPSD に対して実際に作業療法士が対応している場面を録画したものを視聴し，学生自身が対応困難だと感じる BPSD の具体的な対応方法をイメ―ジする．その後，実際の対応場面を設定し，模擬患者を用いて対応方法を実践する．この演習の中で，グループワークやディスカッションを通じて同じ症状が異なった状況で出現することを想定しておく．そうすることで，学生は異なった状況の
BPSD に対しても順応に対応する技術を獲得することができ，その結果として，BPSD に対する困難感が軽減し，臨床実習場面で認知症患者に対する心理的距離が働くことなく，自主的に関わりを持ちにいく姿勢が築かれるのではなかろうか．さらに隈元ら 51）は，2 日間のボランティア実習でも大学生の精神障害者に対する社会的態度を変容させる効果があると指摘しており，作業療法学生の臨床実習の開始直前における教育としても，教員は学生にボランティアへの参加を促すことが推奨されるものと考えられる．
一方で，BPSD の出現状況や背景には個人差があり，その内容は奇妙な言動である 20）ため，絶対の対応策は存在しない 52）．つまり，臨床実習前の学内講義や演習のみで認知症の BPSD に対する作業療法学生の困難感をすべて払拭させることは困難であるとも考えられる．そんな中，藤原ら 53）は「学生は，実習中に困難に感じた場面をそのままにせずタイムリーに捉えて，なぜ困難だったのか，場面の振り返りとどのような知識があれば良かったのかを考える必要がある」と述べている．このため，臨床実習で認知症患者を受け持つ作
業療法学生に対する臨床実習指導者の役割としては，学生が認知症患者との関わりを通して体験している状況を的確に把握しつつ，対応方法に困惑している学生の気持ちを受け止め，感情を吐露しやすい雰囲気づくりを意識し，そこに何が起こっているのかを学生と共に考えることが必要であると考えられる．以上のこと
から臨床実習中の学生の支援として，養成校教員は作業療法学生が認知症患者に対して心理的距離が働いてしまう要因には BPSD の対応の困難感があるということを学生が臨床実習で配置される施設の臨床実習指導者に事前に報告し，治療における認知症の知識だけではなく，個々の患者に対する BPSD の対応方法を学生に指導するように依頼する必要があると考える．
以上，学内における講義や演習といった教育内容によって，認知症患者の疾患，症状，特徴を改めて振り返り，症状の対応方法を考えることで BPSD に対する作業療法学生の困難感を緩和することができることが示唆される．BPSD の対応方法を含めた知識を作業療法学生に啓発することが，認知症患者に対して適切な態度をとり，双方向の関係を築くことにつながると考える．ただし，これらの具体的な教育手法については，
実際の教育現場において実践を繰り返し，効果を明らかにしていく必要がある．
本研究の結果から，作業療法学生の認知は感情を経て態度へ向かう傾向があることが明らかになった．臨
床実習前の作業療法学生の『態度』の変容を促すための教育としては，『認知』に直接アプローチするよりも『困難感』の軽減を図ることに焦点を当てる必要があるという示唆が得られたことは，認知症に関する作業療法教育の方策を決定づけるための一助となったものと考えられる．

利益相反と研究助成費申告すべき利益相反はない．

謝辞
本研究の実施にあたりご協力いただきました作業療法学生の方々に感謝します．

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編集長
編集委員

山田
高島
神山
鈴木
寺田
鈴木
植田

洋一（理学療法士）
恵 （理学療法士）
真美（作業療法士）
真生（言語聴覚士）
佳孝（教育学）
啓介（理学療法士）
恵 （言語聴覚士）

編集：NPO 法人リハビリテーション学術センター
日本リハビリテーション教育学会

日本リハビリテーション教育学会誌
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2022 年 8 月 15 日発行〒173-0004
東京都板橋区板橋 1-11-7-901
日本リハビリテーション教育学会 事務局
URL
http://rehaac.org/professional.html