原著

看護師が自ら職場ソーシャルサポートを得るための方策に関する研究山本摩梨子 1,2

小澤三枝子 2

1 国立精神・神経医療研究センター
2 国立看護大学校
yamamotoma@adm.ncn.ac.jp

Research on Strategies to Help Nurses Mobilize Workplace Social Support by Themselves
YAMAMOTO Mariko1,2
OZAWA Mieko2
1 National Center of Neurology and Psychiatry
2 National College of Nursing, Japan【Abstract】Objective: The objectives of this study were to analyze relations between workplace social support and help-seeking preference, helpseeking skills, and sense of coherence（SOC）and to investigate strategies to help nurses requiring social support in their workplace to mobilize thesupport themselves. Methods: An anonymous self-administered questionnaire survey was conducted among 643 nurses working at wards in 3
hospitals responsible for acute-phase medical care in June-July 2016. Question items were workplace social support, help-seeking preference（psychological barriers against supportive relationships, concerns about receiving assistance, and positive attitude towards receiving assistance）,
help-seeking skills, SOC（comprehensibility, manageability, and meaningfulness）, busyness of work, and individual attributes. Results: We
collected 218 responses（response rate, 33.9%）, of which 217 were valid. Univariate analysis revealed that nurses with <5 yearsʼ experiencefrequently received workplace social support from nurses with ≥ 5 yearsʼ experience. Results on univariate analysis showed differences between men
and women. Structural equation modeling for 109 female nurses with ≥ 5 yearsʼ experience revealed that a direct effect for workplace social support
was expressed by a coefficient of 0.50 from help-seeking skills, by -0.22 for concerns about receiving assistance, and by -0.24 for comprehensibility.
The pass coefficient from SOC was 0.81 for help-seeking skills and -0.63 for concerns about receiving assistance. The coefficient of determination
for workplace social support was 0.33（CMNI, 7.314 [p=0.503]; GFI, 0.981; AGFI, 0.934; RMSEA, 0.000）.

【Keywords】 看護師 nurses，ソーシャルサポート social support，SOC（首尾一貫感覚）sense of coherence，
被援助志向性 help-seeking preference，援助要請スキル help-seeking skills

Ⅰ．緒助を要請する行動を起こしやすくなると考える。

言保健医療社会学者 Antonovsky によって提唱された SOC
看護師の確保は看護管理上の重要な課題である。看護師（Sense of Coherence；首尾一貫感覚）という概念は，ストの離職を防止する要因のひとつとして，職場で適切なソーレス対処にあたり，さまざまな内的および外的資源の中か

シャルサポートを受けることがある（安東，2015）。ソー

ら，時と場合に応じて柔軟かつ適切に対処資源を選び取り

シャルサポートは，ある人を取り巻く重要な他者（家族，

動員する力である（山崎，2008）。SOC は，周囲の人々や友人，同僚，専門家など）から得られるさまざまな形の援

環境とともにある自己が想定され，自分とそれら周囲の助とされている（久田，1987）。ソーシャルサポートは，人々で構成される生活世界に対する信頼の度合いを示す

一方的に提供されることもあるが，必要な援助を自分から（山崎，2008）。このような信頼感があると，援助を得るこ

要請することによって得られることもある。援助を要請すとに対する肯定的な価値観が形成され，援助を要請する技

るには，被援助者の援助欲求や援助に対する価値観が影響能が高まると考える。また，SOC が高いほど精神健康度

することが報告されている（高木，1998）。さらに，援助が 高 く（ 岩 谷 ら，2008）， 離 職 願 望 が 低 い（ 山 住 ら，を要請するには，自分の状態や状況を他者に伝える技能が2011）。つまり，看護師の SOC を高く保つことは，周囲の必要となる。援助欲求や，援助を得ることに対する肯定的

人々に援助を要請することを可能とし，精神的に健康に就な価値観があり，援助を要請する技能が備わっていれば援業継続できる可能性を高めると考える。

− 1 −J Nurs Studies NCNJ Vol. 19 No. 1 2020

看護師が自らの働きかけによって，職場ソーシャルサ

与え，最終的に得られるソーシャルサポートの量を制限しポートを得られれば，健康に就業を継続する一助となるとてしまう可能性があり，交絡因子となりうる。また，個人考える。しかし，職場ソーシャルサポートと，被援助志向

属性は「職場ソーシャルサポート」や「被援助志向性」

性・援助要請スキル・SOC の関連を検討した研究は見当「援助要請スキル」「SOC」を検討する際に考慮すべき変数たらない。これらがどのように関係しているのかを分析である。

し，看護師が自ら職場ソーシャルサポートを得るための方
3 ．調査項目策を検討することを目的として調査を実施した。

1）職場ソーシャルサポート
尺度開発者の許可を得て，ソーシャルサポート尺度（小Ⅱ．研究方法牧，1994）を用いた。この尺度は，「仕事で落ち込んでい1 ．対象と調査方法

るとき，励ましてくれる」など情緒的サポート 8 項目と，

政策医療・急性期医療を担う 3 施設の病棟で勤務する看「仕事にいかせる知識や情報を提供してくれる」など道具

護職員を対象に，無記名自記式質問紙調査を実施した。看

的サポート 6 項目の計 14 項目からなる。
『1. そう思わな

護師長，副看護師長は調査対象に含めていない。調査期間

い』から『5. そう思う』までの 5 件法で調査し，単純加算は 2016 年 6 月〜 7 月であった。調査票は看護部経由で配する。ソーシャルサポート尺度の得点が高いと職場ソー

布し，郵送にて回収した。

シャルサポートが多いことを示す。
2）被援助志向性

2 ．概念枠組み
本研究の概念枠組みを図 1 に示す。「被援助志向性」は，

被援助志向性を測定するため，被援助志向性尺度（田村仕事上で困難に直面したとき，他者へ援助を求めるかどう

ら，2001）の下位尺度である「援助関係に対する抵抗感のかの認知的枠組みであり（田村ら，2001），援助を要請す低さ」と，2 下位尺度からなる特性被援助志向性尺度（田る行動に影響し，「職場ソーシャルサポート」を得ること

村ら，2006）を用いた。使用に際し，尺度開発者の許可をにつながると考えた。「援助要請スキル」は，自分の状態得た。

や状況を他者に伝え援助を求める能力であり（阿部ら，

被援助志向性尺度（田村ら，2001）の下位尺度である

2006），「職場ソーシャルサポート」を提供する人の反応に「援助関係に対する抵抗感の低さ（以下，援助関係に対す影響を与え，得ることのできる「職場ソーシャルサポー

る抵抗感）」は，「自分は，人に相談したり援助を求めるとト」が変わる可能性がある。
「SOC」は，時と場合に応じ

き，いつも心苦しさを感じる」「他人からの助言や援助をて柔軟かつ適切に対処資源を選び取り動員する力（山崎，

受けることに，抵抗がある」など 4 項目からなる。
『1. 当2008）とされているため，「被援助志向性」や「援助要請てはまらない』から『5. 当てはまる』までの 5 件法で調査スキル」に関係すると考えられる。
「仕事の忙しさ」は，

し，単純加算する。「援助関係に対する抵抗感の低さ」を「職場ソーシャルサポート」の提供者，被援助者に影響を表すためには，すべての点数を逆転させて加算するが（田図1

国立看護大学校研究紀要

第 19 巻

概念枠組み

第1号

2020 年− 2 −

村ら，2001），本研究では，逆転させず加算するため，得『7. つらく退屈である』など各質問項目に応じた表現と点が高いほど「援助関係に対する抵抗感」が高いことを表なっており，7 件法である。逆転項目は，得点を逆転させす。

たうえで，合計得点を算出する。得点が高いほど「SOC」

特性被援助志向性尺度は 2 下位尺度で構成されている。

が高いことを示す。

「被援助に対する懸念や抵抗感の低さ（以下，被援助に
5）仕事の忙しさ

対する懸念）」は，「援助者は自分の抱えている問題を真剣に考えてはくれないだろう」「他者に援助を求めると，自尺度開発者の許可を得て，職場ストレッサー尺度（福田分が能力のない人間と思われそうである」など 7 項目から

ら，2006）の下位尺度である「多忙・業務過多」を用いなる。
『1. 全く当てはまらない』から『5. よく当てはまる』

た。多忙・業務過多は，「忙しすぎて充分な看護ができなまでの 5 件法で調査し，単純加算する。
「被援助に対する

いと感じる」「自分の職場に充分な人手がいない」の 4 項

懸念や抵抗感の低さ」を表すためには，すべての点数を逆目からなる。
『1. ない』から『5. いつもある』までの 5 件

転させて加算するが（田村ら，2006），本研究では，逆転法で調査し，単純加算する。得点が高いほど，業務の多さ

せず加算するため，得点が高いほど，「被援助に対する懸によって個人に負担が多いことを示す。

念」が強いことを表す。
「被援助に対する肯定的態度」は，「問題解決のために，

6）
個人属性

一緒に対処してくれる人が欲しいと思う方である。」「他者

性別，年齢，学歴，看護職経験年数，現在の病棟での勤の援助や助言は，問題解決に大いに役立つと考える方であ

務年数を調査した。

る」など 6 項目からなる。5 件法で調査し，単純加算する。
得点が高いほど，「被援助に対する肯定的態度」が高いこ

3 ．分析方法とを表す。

データは，IBM SPSS Statistics Ver19.0 と IBM SPSS Amos
Ver21.0 を用いて統計的に分析した。

3）援助要請スキル「被援助に対する懸念」「被援助に対する肯定的態度」，

言語的援助要請スキル尺度（阿部ら，2006）を用いた。

「援助要請スキル」「SOC」「仕事の忙しさ」の欠損値（13

この尺度は中学生を対象に開発されたが，成人にも適用でデータ）には，回答者個々の下位尺度ごとの平均値を代入きると考え，尺度開発者に相談して使用の許可を得た。

した。「職場ソーシャルサポート」「被援助志向性」，「援助「私は相談したいとき，タイミングを考えて相手に相談す

要請スキル」「SOC」の関連については，共分散構造分析

ることができる」「私は大事な話を，整理して伝えることを行った。検定はすべて両側検定とし，統計学的有意水準ができる」「私は人に頼む時，話し方や態度を工夫できる」

を 5% とした。

など 9 項目からなる。『1. 全く当てはまらない』から『5. よ4 ．倫理的配慮

く当てはまる』までの 5 件法で調査し，逆転項目は，得点を逆転させたうえで，合計得点を算出する。得点が高いほ「人を対象とする医学系研究に関する倫理指針」に準拠

ど，「援助要請スキル」が高いことを示す。

して倫理的配慮を行い，国立研究開発法人国立国際医療研究センター倫理委員会の承認を得た後に実施した（承認番4）SOC

号：NCGM-G-001992-00）。調査票は無記名のため，個人

13 項 目 7 件 法 版 SOC ス ケ ー ル 日 本 語 版（Antonovsky,

および施設は特定できない。調査への参加は自由意思に基1987 ／山崎ら訳，2001）を用いた。この尺度の使用に際づいており，不参加であっても一切不利益にはならないこし，尺度開発者の許可は不要である（戸ヶ里ら，2009）。

と，得られたデータは本研究の目的以外には使用しないこ

13 項目 7 件法版 SOC スケール日本語版は，把握可能感，とを調査協力依頼文書に明記し，調査票の返送をもって同処理可能感，有意味感の 3 下位尺度で構成されている。把意と判断した。

握可能感は「あなたは，これまでに，よく知っていると思っていた人の，思わぬ行動に驚かされたことがあります

Ⅲ．結果か」など 5 項目からなる。処理可能感は「あなたは自制心を保つ自信がなくなることがありますか」など 4 項目から

1 ．対象者の属性なる。有意味感は「あなたは，日々の生活で行っているこ

調査票の配布数は 643，回収数は 218，回収率は 33.9％とにほとんど意味がない，と感じることがありますか」なであった。無記入の箇所が多い 1 部を除く有効回答 217

ど 4 項目からなる。回答は，『1. まったくない』から『7. と（有効回答率 33.7％）を分析対象とした。分析対象者全員てもよくある』や『1. 喜びと満足を与えてくれる』から

が看護師資格を保有していた。

− 3 −

J Nurs Studies NCNJ Vol. 19 No. 1 2020

年齢は 21 歳から 59 歳であり，中央値は 35 歳であった。

「職場ソーシャルサポート」と有意な相関があった変数は，

性別は，女性 175 名（81.0％），男性 41 名（19.0％）であ「援助関係に対する抵抗感」r =-.286（p<.001），「被援助にり，性別により年齢の分布に違いが見られた（p=.034）

対する懸念」r =-.326（p<.001），「被援助に対する肯定的態（Mann-Whitney の U 検定）。最終学歴は，専門学校 95 名度」r =.362（p<.001），「援助要請スキル」r =.489（p<.001）（43.8％），短期大学 11 名（5.1％），大学 94 名（43.3％），

であった。

大学院 7 名（3.2％），その他 10 名（4.6％）であった。看

「援助関係に対する抵抗感」と有意な相関があった変数

護職経験年数は 0.2 年から 33.1 年で中央値 8.5 年，現在のは，「被援助に対する懸念」r =.410（p<.001），「被援助に病棟での勤務年数は 0.1 年から 20.2 年で中央値 2.3 年で対する肯定的態度」r =-.334（p<.001），「援助要請スキル」

あった。

r =-.486（p<.001），「SOC（ 合 計 得 点 ）」r =-.428（p<.001）であった。「被援助に対する懸念」と有意な相関があった

2 ．変数間の単変量解析

変数は，「援助要請スキル」r =-.347（p<.001），「SOC」

分析にあたり，本研究のデータの信頼性を確認するため

r =-.352（p<.001），「 仕 事 の 忙 し さ 」r =.136（p =.046） でに，各変数のクロンバックα係数を算出した。「職場ソーあった。
「被援助に対する肯定的態度」と有意な相関があっシャルサポート」のα係数は .95，「被援助志向性」のα係

た変数は，「援助要請スキル」r =.268（p<.001）であった。

数は .91 〜 .65，
「援助要請スキル」のα係数は .82，
「SOC」

「援助要請スキル」と有意な相関があった変数は，「SOC」のα係数は .82，「仕事の忙しさ」のα係数は .87 であった

r =.514（p<.001），「 仕 事 の 忙 し さ 」r =-.196（p=.004） で

（表 1）
。

あった。
「SOC」と「仕事の忙しさ」との間に相関が見られた r =-.139

職場ソーシャルサポートと被援助志向性・援助要請スキ
ル・SOC の相関，および，変数間の相関を表 2 に示す。
表1

（p=.040）。

各尺度の平均値，標準偏差，クロンバックのα係数，範囲（n=217）ร਼ ʤಚ఼Ն೵൥ҕʥ

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14-70

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8-40

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17.3

5.5

.85

7-35

 අԋঁͶଲͤΖߢఈదସ̵ౕ(6-30)

22.4

5.1

.91

6-30

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29.9

5.7

.82

10-45

SOC (13-91)

52.9

10.6

.82

20-85

 ೼ѴՆ೵‫(״‬5-35)

19.5

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6-33

 ॴཀྵՆ೵‫(״‬4-28)

15.7

3.8

.53

6-27

 ༙қັ‫(״‬4-28)

17.6

4.0

.61

7-27

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14.4

3.9

.87

4-20

අԋঁࢦ޴੓

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注．a 職場ソーシャルサポート : 情緒的サポート 8 項目，道具的サポート 6 項目
「1. そう思わない」〜「5. そう思う」
b
援助関係に対する抵抗感 4 項目「1. 当てはまらない」〜「5. 当てはまる」
c
被援助に対する懸念 7 項目「1. 全く当てはまらない」〜「5. よく当てはまる」
d
被援助に対する肯定的態度 6 項目「1. 全く当てはまらない」〜「5. よく当てはまる」
e
援助要請スキル 9 項目「1. 全く当てはまらない」〜「5. よく当てはまる」
f
SOC: 把握可能感 5 項目，処理可能感 4 項目，有意味感 4 項目
「1. まったくない」〜「7. とてもよくある」/「1. 喜びと満足を与えてくれる」〜「7. つらく退屈である」など各質問項目に応じた回答選択肢g
仕事の忙しさ 4 項目「1. ない」〜「5. いつもある」

国立看護大学校研究紀要

第 19 巻

第1号

2020 年− 4 −表2

職場ソーシャルサポートと諸変数間の相関係数（n=217）


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  㡯┠

注．Pearson の積率相関係数*p<.05, **p<.01, ***p<.001

3 ．職場ソーシャルサポート・その他の変数と看護職経ケール日本語版の下位尺度である「把握可能感」「処理可能感」「有意味感」の得点を観測変数として，潜在変数

験年数・性別の関連「職場ソーシャルサポート」と看護職経験年数の相関は「SOC」を作成した。

ρ =-.330（p<.001）であった。経験年数 1 年ごとに確認し概念枠組みや変数間の相関係数を参考に因子を選択し，たところ，経験年数 5 年までは年数にかかわらず多くの職

パス図を作成した。データに欠損のない 209 部を用いた共場ソーシャルサポートを得ていたが，5 年以上は一律に少分散構造分析では，CMNI：61.083（p<.001），GFI：.942，

なくなっていた。これを確かめるため，5 年未満の看護師

AGFI：.883，RMSEA：.078 であり，モデルの適合度は低（n=74）で経験年数と「職場ソーシャルサポート」との関かった。看護職経験年数と性差を考慮し，女性看護職経験

連を分析すると有意な相関は見られなかった（ρ =.062，

5 年以上（ｎ =109）で分析を行ったところ，概念枠組み

p=.597）。5 年以上の看護師（n=140）で経験年数と「職場とほぼ同様のモデルが得られた（図 2）。「職場ソーシャル

ソーシャルサポート」の関連を分析しても，有意な相関がサポート」への直接効果は，「援助要請スキル」からが見られなかった（ρ =-.144，p=.089）（ Spearman の順位相

.50，
「被援助に対する懸念」からが -.22，「把握可能感」

関係数）。
「職場ソーシャルサポート」の量の差を確認する

からが -.24 であった。
「SOC」からの直接効果は，「援助ため，経験年数 5 年未満と 5 年以上の 2 つの群で平均値を要請スキル」が .81，
「被援助に対する懸念」が -.63 であっ比較した（表 3）。14 項目すべてにおいて 5 年未満の群のた。決定係数は，「職場ソーシャルサポート」が .33「援助平均値が高く，そのうち 11 項目では 1％水準で有意な差

要請スキル」が .66，
「被援助に対する懸念」が .39 であっが見られた。「職場ソーシャルサポート」と看護職経験年た。 こ の モ デ ル の 適 合 度 は，CMNI：7.314（p=.503），

数間で見られた関連は比例関係にはないため，分けて分析

GFI：.981，AGFI：.934，RMSEA：.000 であった。看護職する必要があると考えた。

経験 5 年未満の女性看護師（n=62）や男性看護師（n=38）

看護職経験 5 年未満と 5 年以上の 2 群で比較し有意な差が見られた変数は，「被援助に対する肯定的態度」（t= 2.86

を分析対象とし，共分散構造分析を行ったが，有意なモデルは得られなかった。

df=212，p= .005），「SOC」（t=-3.36，df= 212，p= .001） で
あった。

Ⅳ．考

察

女性より男性の方が「援助関係に対する抵抗感」が高く
1 ．職場ソーシャルサポートを得ることに関連する因子（t= 2.57，df= 214，p ＝ .011），「被援助に対する肯定的態度」が低く（t= 3.32，df= 214，p ＝ .001），「仕事の忙しさ」

看護職経験 5 年以上の女性看護師を対象とする共分散構
造分析の結果，「SOC」は，「援助要請スキル」や「被援助が低かった（t= 3.90，df= 214，p<.001）（t 検定）。

に対する懸念」を介して「職場ソーシャルサポート」に影
4 ．職場ソーシャルサポートを説明するモデルの検討

響を与えている可能性が示唆された。
「援助要請スキル」

共分散構造分析では，ソーシャルサポート尺度の下位尺から「職場ソーシャルサポート」へのパス係数は .50 で最度である「情緒的サポート」と「道具的サポート」の得点も大きく，「職場ソーシャルサポート」を得ることにはをそれぞれ観測変数とし，潜在変数「職場ソーシャルサ「援助要請スキル」が最も強く影響する。被援助者の必要ポート」を作成した。同様に，13 項目 7 件法版 SOC ス

性と適合するサポートこそが効果的である（橋本，2005）− 5 −J Nurs Studies NCNJ Vol. 19 No. 1 2020表3

看護職経験 5 年未満の看護師と 5 年以上の看護師の職場ソーシャルサポートの比較

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0.93

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3.78

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0.70

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4.32

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3.56

0.95

<.001

4.41

0.66

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0.86

<.001

4.28

0.84

3.71

0.96

<.001

4.35

0.82

3.75

0.96

<.001

௙஦ࡢၥ㢟࡛ᅔࡗ࡚࠸ࡿ࡜ࡁࠊ࡝࠺ࡍࢀࡤ࠸࠸࠿
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ࡃࢀࡿことから，「援助要請スキル」が高ければ，必要な援助を関わるコストと利益の大きさの査定に当たると考えられ適切に援助の送り手に求めることができるため，「職場る。援助者の呼応性や援助を求めた後の援助効果とは，援ソーシャルサポート」を多く受けていると考えられる。

助要請に関わる利益であり，自己の汚名に対する懸念とは「被援助に対する懸念」から「職場ソーシャルサポート」

援助要請に関わるコストであると考えられる。「被援助にへのパス係数が− .22 であることから，「被援助に対する対する懸念」が高いということは，援助要請に関わるコス懸念」が高くなると，得られる「職場ソーシャルサポー

トが多く，利益が少ないと査定していると考えられ，これト」が少なくなることがわかる。援助を要請するまでの意は援助要請を起こしにくくするため，得られる「職場ソー思決定過程では，問題の存在への気づきに始まり，問題のシャルサポート」が少なくなると考えられる。

重要性，緊急性，自分の能力で解決できる問題か否かとい「SOC」は，「援助要請スキル」や「被援助に対する懸う観点から援助要請に値するかを検討する。さらに，援助念」を介して「職場ソーシャルサポート」に影響すること要請に関わるコストと利益の大きさを査定したのち，援助から，「SOC」を高めることは，「援助要請スキル」を高者を選定し，援助要請の方略を決定して援助を要請するめ，「被援助に対する懸念」を弱くすることができ，自ら（相川，1989）。
「被援助に対する懸念」には，援助者の呼「職場ソーシャルサポート」を得ることにつながる可能性

応性や援助を求めた後の援助効果，自己の汚名に対する懸があると考える。

念が含まれており（田村ら，2006），これは，援助要請に

国立看護大学校研究紀要

第 19 巻

第1号

2020 年− 6 −図2

看護職経験 5 年以上の女性看護師での職場ソーシャルサポートと諸変数の関連（共分散構造分析）

注．CMNI：7.314（p=.503），GFI：.981，AGFI：.934，RMSEA：.000
数値はパス係数（標準化推定値） 下線は決定係数*p<.05，**p<.01，***p<.001

2 ．経験年数・性別による違い

価値観に基づいて行うことであり，専門職が自ら立てた倫

看護職経験が 5 年未満の群と 5 年以上の群で有意な差が理および道徳規範に従って行動すること」であり（小谷見られた変数は，「職場ソーシャルサポート」，「被援助に野，2001），経験 5 年以上の看護師は，自律性の高さから対する肯定的態度」，「SOC」であった。小元ら（2008）の独力での実践が容易であることが多く，他者からの支援が就業年数 6 年未満で離職した看護師を対象とした調査で少なくても適切な看護を提供できるため，得ている職場

は，職場からのサポートが十分であれば防ぐことが可能でソーシャルサポートが少ない可能性がある。

あったと考えられる，「職務遂行に伴う重圧」や「問題状性別で有意な差が見られた変数は，「援助関係に対する況への対処困難」といった要因が離職を招いたことが示さ抵抗感」，「被援助に対する肯定的態度」，「仕事の忙しさ」

れていた。こうした背景から，多くの病院で，経験 5 年未であった。「援助関係に対する抵抗感」は，女性より男性

満の看護師に対する支援を充実させているため，経験 5 年の方が高く，田村ら（2002）と同様の結果が得られた。

未満の看護師の職場ソーシャルサポートが 5 年以上の看護「被援助に対する肯定的態度」は，女性より男性の方が低師に比べて多いと考えられる。臨床経験 5 年未満の看護師

く，田村ら（2006）と同様の結果であった。
「援助関係にと比較して，5 年以上 10 年未満の看護師の方が自律性が対する抵抗感」が高いこと，および「被援助に対する肯定高いことが明らかにされている（小谷野，2001）。自律性的態度」が低いことは，援助を求めることに対するネガとは，「専門職者が実践における意思決定を自らの信念・

ティブな態度を表している。援助を求めることは，感情の− 7 −J Nurs Studies NCNJ Vol. 19 No. 1 2020

統制や他者に頼らないこと，強さといった伝統的な男性役てもらうことが多くなる。このため，早期から「援助要請割に反するため（Sears et al., 2009），男性にとって他者にスキル」を高める支援や「SOC（把握可能感，処理可能援助を要請することは抵抗感を感じるものであることから感，有意味感）」を高める介入をしていくことが，限りあ（竹ヶ原，2014），男性は女性よりも，「援助関係に対するる「職場ソーシャルサポート」の適切な配分につながり，抵抗感」が高く，「被援助に対する肯定的態度」が低い可

看護師の確保につながる可能性がある。

能性がある。
Ⅴ．結論

3 ．看護実践への示唆「援助要請スキル」とは援助を求める能力であり，コ

本研究の調査実施施設は，政策医療・急性期医療を担う

ミュニケーション能力の一部と捉えることができる。高橋

3 施設であり，一般化には慎重を要するが，以下の示唆を

ら（2013）は，コミュニケーション研修後，参加者のコ得た。

ミュニケーション能力が向上したことを報告している。す1 ．看護職経験 5 年未満の看護師は，5 年以上の看護師よ

なわち，「援助要請スキル」は，学習が可能で，研修や日り多くの「職場ソーシャルサポート」を得ていた。

常生活での経験を通して高められる可能性がある。複数の2 ．看護職経験 5 年以上の女性看護師では，「SOC」が病院において，コミュニケーションスキルの向上を目指し「援助要請スキル」を高め，多くの「職場ソーシャルて研修が行われている（早川，2012; 宮本，2016; 徳田，

サ ポ ー ト 」 を 得 る こ と に つ な が っ て い た。 ま た，2012 ）。スキルの向上を目的としたトレーニングでは，教「SOC」は「被援助に対する懸念」を低下させ，「被援示やモデルによって示されたスキルを模倣し，適切な反応

助に対する懸念」の低さが多くの「職場ソーシャルサ

を何回も練習し，それに対するフィードバックを得るといポート」を得ることにつながっていた。

う過程を繰り返す。トレーニングにより，練習場面以外の日常場面でもスキルを使えるようになる（相川，2000）。

謝辞

病棟においても援助を求められた先輩看護師等が，求めら本研究を行うにあたり，調査にご協力くださいました皆れた援助を提供するだけでなく，意識的に被援助者の援助

様，また，本研究の趣旨にご理解，ご協力いただきました

要請スキルについてフィードバックを行うことで，被援助看護部の皆様に心より御礼申し上げます。
本論文は，平成 28 年度国立看護大学校特別研究論文者の援助要請スキルがさらに高まる可能性がある。
一方，「把握可能感」が高くなると，得られる「職場（修士論文）の一部です。

ソーシャルサポート」は少なくなっていた。把握可能感とは，生活を送る中で出合うさまざまな出来事について，あ

利益相反
開示すべき COI はない。

る程度予測でき，その出来事について説明できる能力である（山崎，2008）。仕事で生じる出来事を理解したり，予測できるためには，さまざまな経験から得た知識や技術な■文献どが必要となる。知識や技術が豊富であるほど，独力で問阿部聡美，水野治久，石隈利紀 (2006)．中学生の言語的題を解決できたり，少しの援助を得ることで解決できたりするため，「職場ソーシャルサポート」を必要とすること援助要請スキルと援助不安，被援助志向性の関連．
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受付日 2019 年 9 月 4 日− 9 −採用決定日 2019 年 10 月 28 日

J Nurs Studies NCNJ Vol. 19 No. 1 2020