INSS JOURNAL Vol . 30 2023 SR-2

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原子力産業従業員の安全風土評価における年齢差
Age Differences in Safety Climate Assessment of Nuclear Industry Employees
寺口

司 (Tsukasa Teraguchi) ＊1

要約
安全風土とは従業員を安全行動に導く組織環境に対する，従業員間で共有する知覚である．
原子力産業において安全風土は職務の安全性を維持する上で重要な要因の 1 つとなっている．そのため，各従業員が安全風土を一様に高く認知できる職場環境が望ましい．しかし，これまでの研究においても従業員の年齢によってその評価が異なる可能性が示唆されており，その傾向は一貫していない．そこで本研究では職場の安全風土の評定が年齢によって変わるのか，またその調整
要因を探索的に検討した．その結果，安全風土は 20 歳代以下が他の年齢よりも評定値が高いことが示された．一方で職場モラールでは 20 歳代以下が最も高く，30 歳代で最も低くなり，その後高くなっていくことが示された．ただし，年齢と安全風土の評定値との関係を調整する有意な要因は示されなかった．さらなる検討が必要と言える．
キーワード 安全風土，安全文化，世代差

Abstract Safety climate is the shared perception among employees of an organizational environment that
leads them to safe actions. In the nuclear industry, safety climate is one of the key factors in maintaining job
safety. Therefore, it is desirable to have a work environment in which each employee has a uniformly positive
perception of the safety climate. However, previous studies have suggested that this perception may differ
depending on the age of the employees, and the trend has not been consistent. Therefore, this study exploredwhether evaluations of the workplace safety climate vary with age and what are the moderating factors. The
results showed that safety climate evaluations were higher for employees in their 20s and younger than forother age groups. On the other hand, workplace morale was highest for workers in their 20s and under, lowest
in the 30s and then increased. However, no significant factors were identified that moderated the relationshipbetween age and safety climate evaluation. Further studies are needed to understand the relationship.
Keywords safety climate, safety culture, generational difference

1. はじめにれば安全には程遠いと考える人もいる．またある業務の担当が見えている範囲では安全であっても，別の業務担当が事故の発生を防ぐうえでは機器自体の性能やエラーと見えている範囲では安全が維持されていない場合もある

いった技術要因，機器を扱う人間による判断の誤りや操作だろう．どの視点からも安全風土が高い職場であると評価

ミスなどの人的要因のみならず，組織がどのように運営さされる状態が望ましいものの，その状態を維持することはれているかという組織要因も検討されるべきである (原困難である．そこで本研究では組織内での安全風土の評価

子力安全システム研究所, 2019) ．中でもメンバーを安全の違いが何によって生まれるのかを検討すべく，年齢差にへの配慮や行動に導く組織環境である安全風土 (safety

着目した検討を行う．

climate) は注目されており，実際に事故を低減させる可能性が示されている (e.g., Morrow, Koves, & Barnes, 2014;
Nahrgang, Morgeson, & Hofman, 2010; 寺口, 2022)．組織は
この安全風土を高い水準で維持する必要がある．

2. 問題
2.1 安全風土と年齢の関係

しかし，組織の安全風土に対する見方は必ずしも従業員間で一致している訳ではない．同じ組織を対象としてい安全風土とは組織成員を安全の配慮や安全行動に導くたとしても，ある基準を十分に安全であると考える人もい組織環境であり，従業員間で共有するその知覚を集約し測＊１（株）原子力安全システム研究所 社会システム研究所

INSS JOURNAL Vol . 30 2023 SR-2

12定可能にした特性を指す (e.g., 福井, 2012; Zohar, 1980) ．

これだけではなく，そもそも年齢の影響が確認できな

なお，同様の概念で国際原子力機関 (International Atomic

かった研究も見受けられる．ノルウェーのトラック運送会

Energy Agency; IAEA) が提唱した「安全文化」 (INSAG,

社のドライバー約 500 名を対象とした調査 (Nævestad,1991) がある．これは「原子力の安全の問題には，その重Blom, & Philips, 2020) やオーストラリアの炭鉱業従事者

要性にふさわしい注意が最優先で払われなければならな

230 名を対象とした調査 (Rubin, Giacomini, Allen, Turner, &い．安全文化とは，そうした組織や個人の特性と姿勢の総Kelly, 2020) ，アメリカの金属加工業企業に勤める従業員体である．
」とされており，特に安全文化が顕在化したも約 2000 名を対象とした調査 (Parker et al., 2017) などではのが安全風土であるとも言われている (西田, 2017) ．こ

いずれも安全風土への評価に対して年齢間での相違が確

れらを弁別した検討も多く行われているものの，本稿内で認できていない．Nævestad et al. (2020) や Rubin et al. (2020)

は同一のものとして検討を行う．

では年齢との直線関係のみを検討しているものの，Parker

この安全風土は「共有された知覚」とされてはいるもの

et al. (2017) では 25 歳未満，25～40 歳，41～54 歳，55 歳の，同じ職場について回答したとしても安全風土への評価

以上の 4 段階に分けた中で安全風土の評価の差異を検討が異なる場合があることが指摘されている．その要因の 1している．しかし，いずれの研究においても安全風土へのつが年齢である．例えばイギリスのセラフィールド原子力

評価に差異は認められなかった．

発電所職員について調査を行った Lee (1998) の研究では，また，実際に年齢による差異が認められた場合でもな

年齢が高くなるほどリスクに対する警戒心などの安全風

ぜそのような差が生まれたのか，多くの検討は行われてい土がよりポジティブな評価になることが示されている．まない．年齢以外の説明可能性についても検討をすべきであた，国内の原子力発電所を対象とした研究では，「組織のると考えられる．例外的に Lee (1998) では年齢と同時に安全姿勢」や「安全配慮行動」などの安全風土評価が 40

勤続年数を検討している．結果，年齢に関係なく勤続 5 年

歳代までは年齢とともに低下していくことが示されていで安全風土への評価がネガティブになり，年数が進むにつる (福井, 2012) ．

れて回復する傾向が示された．一方で勤続年数に関係なくこのように安全風土の評価が年齢によって異なる例は

年齢が高いほど安全風土評価がポジティブであることも原子力発電分野以外でも確認がされている．例えばオース

示されている．勤続年数以外では世代による説明可能性にトリアの看護師・助産師約 700 名を対象とした Glarcher,

ついても検討をすべきであると考えられる．つまり，年齢

Kaiser, Kutschar, & Nestler (2022) の調査では，自身の職場を重ねた結果ではなく特定の社会的事象・事件などを経験の安全風土について尋ねたところ，年齢が 50 歳以上の参することによって評価が変わっている可能性は捨てきれ

加者は 30 歳未満の参加者に比べて安全風土をよりポジテない．その場合，20 歳代，30 歳代，40 歳代とで安全風土ィブに評価していることが示された．また，Jiang et al.

の認知が変わっているのではなく，例えば 1980 年代生ま(2019) では中国の医療従事者 650 名を対象とした調査をれ，1990 年代生まれ，2000 年代生まれで認知が変わって行っており，チームワークや組織のマネジメント能力などいる可能性がある．

の安全風土への評価が年齢とともにポジティブになることを示している．一方でアメリカの消防隊員約 8500 名を

2.2 本研究の目的対象とした調査 (Taylor et al., 2019) では年齢が高くなるとともに自身の職場への安全風土の評価がよりネガティ
ブになることが示されている．

本研究の目的は日本国内の原子力関連産業従業員の職
場の安全風土の評価に対する年齢の影響を検討すること，

以上の通り年齢と安全風土の評価との関係は研究間でそしてその違いを生み出す要因 (i.e., 年齢と安全風土評

一貫していない．年齢が高くなるほど安全風土への評価が定との影響に対する調整要因) について検討を行うこと

ポジティブになる場合もあれば，ネガティブになる場合もであった．これまでの研究では安全風土評定に対する年齢あり，曲線的な関係になる場合もありうる．さらにはこれの影響について一貫した結果が示されておらず (e.g., Lee,らの関係が同じ業種内ででも職種によって変わる可能性

1998; Parker et al., 2017; Taylor et al., 2019) ，またなぜ年齢が指摘されている．Lee & Harrison (2000) の原子力発電所

による違いが生まれるかについても検討されてきていな

従業員を対象とした研究では，現場作業員は年齢が上がる

い．そこで 2021 年度の質問紙調査結果を再分析し，年齢ほどに安全風土への評価がポジティブになるものの，プラが職場の安全風土評価に影響するのかどうか，そしてそのント運転員の場合には 30 歳代で一度評価が低下し，その影響に対してどの要因が調整要因となりうるのかを探索

後 40 歳代，50 歳代で上昇していく傾向が示されている．

的に検討した．本研究では職位と職務 (職種，業種) ，世INSS JOURNAL Vol . 30 2023 SR-2

13

代を調整要因として検討している．例えば年齢による安全

内啓発」，「安全配慮行動」，「モラル」は福井 (2012) の安

風土評定の差異が特定の状況 (e.g., 管理職，現場職) での全風土尺度を，「仲間意識」，「意思疎通」，「精神衛生」はみ示されるのであれば，その結果から年齢が安全風土評定三隅 (1984) のモラール尺度を元にしたものである．本研に影響を及ぼす心理プロセスを推定することが出来るだ

究ではこの 2 つの因子群をそれぞれ「安全風土」「職場モ

ろう．特に，年齢による違いについて別の説明可能性を探ラール」と呼称する．分析では各要因の評定値にはその要るべく，9 年前の調査結果と比較することで年齢による違因に含まれるすべての項目の得点の平均値を使用し，総合

いなのか，世代による違いなのかを検討した．

指標として安全風土 (2021 年度:  = .944; 2012 年度: 

3. 方法= .937) および職場モラール (2021 年度:  = .885; 2012 年
度:  = .882) についても評定値を算出した．
また，デモグラフィック変数として年齢と職位につい

3.1 参加者て尋ねている．
年齢については 2021 年度では「29 歳以下」，「30 歳代」，「40 歳代」，「50 歳代」，「60 歳以上」の 5 段階

本研究では原子力安全推進協会が 3 年に一度実施してで，2012 年度では「29 歳以下」，
「30 歳代」，「40 歳代」，いる「安全文化アンケート」の二次分析を行った．安全文「50 歳以上」の 4 段階で測定していた．本研究での分析化アンケートは 2002 年以降から継続して行われており，

ではこれらを統合し，「20 歳代以下」，「30 歳代」，「40 歳

日本国内の原子力関連産業の従業員に対して自身の職場代」，「50 歳代以上」の 4 段階とした．

の安全風土について回答を求めている．今回の分析では職位については事業所間，企業間で尋ね方に差異があ2021 年度の調査データ，その比較として 2012 年度の調査

るものの，その内容から大きく一般社員，管理職の 2 つにデータを用いた．

分けて分析を行った．

この調査の回答者は事業所間で差異はあるものの，原則として課長職相当以下は従業員全員が回答対象となっ

4. 結果ており，有効回答率は総計で 9 割を超えている．2021 年
度では 32 社 103 事業部 25,388 人，2012 年度では 32 社 95

分析はすべて R 4.1.2 で行われた．なお本研究では主に事業部 16,832 人が対象となっていた．なお 2012 年度で対分散分析による検討を行う．その際，水元・竹内 (2008) に象となった事業部の 57.425%は 2021 年度でも調査対象となっていた．

Table 1. 安全風土尺度の項目例

これらの回答者を所属部署ごとにその職務内容から現
場部門職，管理部門職の 2 つに分類している．それぞれの人数は 2021 年度では現場部門職 16947 人と管理部門職
8441 人，2012 年度では現場部門職 12362 人と管理部門職
4470 人であった．

3.2 質問項目
安全文化アンケートでは各年度において安全風土に関する様々な設問を尋ねている．設問内容は調査年度によって異なり，約 80 項目で構成されている．ただし，これらのうち，福井 (2012) ，河合 (2021) ，寺口 (2022) でも使用している安全風土尺度の「組織の安全姿勢」
，
「直属上司
の姿勢」
，
「安全の職場内啓発」，「安全配慮行動」，「モラル」，「仲間意識」，「意思疎通」，「精神衛生」の計 8 要因 32 項
目 (Table 1) については各調査を通して継続的に計測されている．これらの設問への回答はすべて 1 (そう思わない)～5 (そう思う) の 5 件法であった．なおこの 8 要因のうち，
「組織の安全姿勢」，「直属上司の姿勢」，「安全の職場

要因名
安全風土 組織の安全姿勢

項目例
安全の取り組みに対する発電所幹部の熱意・意気込みが伝わってくる安全に対する姿勢や取り組みを発電所の幹部は認めてくれる直属上司の あなたの職場では、直属上司から仕事(業姿勢務)の内容について納得のいく説明がなされている
あなたの直属上司は、部下の能力や状況を十分把握した上で、業務の責任分担を決めている
安全のあなたの職場では、安全について難しいこ
職場内啓発 とも話し合うという雰囲気がある
あなたの職場では、安全確保のための意見やアイデアが活かされている
安全配慮
職場の仲間は、能率の良い作業方法を思い行動
ついた場合でも実行する前に安全性を確認
している
職場の仲間は、仕事量の多い時期でも安全性の確保を優先している
モラル
あなたの職場では、組織の常識に捉われず、一般市民の視点も重視して仕事をすることが大切と思っている人が多い
あなたの職場では、手間のかかる規則・ルールよりも容易な方法を選択する場合がある（逆転項目）職場
仲間意識
あなたの職場の仲間はチームワークがとれ
モラールている
あなたは今の職場の仲間の一員でいたい
意思疎通
あなたの直属上司は、その直属上司と連絡をうまくとっている
あなたの意見やアイデアが途中でたち消えてしまって、上の方まで届いていないと思われるような場合がある（逆転項目）
精神衛生
あなたは今の会社をやめてしまいたいと思うことがある（逆転項目）
一般的にいって、あなたは直属上司から無理な圧力を感じることがある（逆転項目）

信頼性係数
2021
2012
年度
年度
.853
.840

.855

.842

.872

.865

.860

.882

.628

.608

.873

.889

.731

.756

.713

.716

INSS JOURNAL Vol . 30 2023 SR-2

4.5

Table 2. 安全風土評価の要約統計量
20歳代以下
M

30歳代

SD

N

M

40歳代
SD

N

M

50歳代以上
SD

N

M

SD

安全風土

4678 4.240

0.7275903 4.045

0.8016645 4.162

0.757

8042 4.243

0.708

B 直属上司の姿勢

4692 4.145

0.785

5919 3.882

0.863

6667 3.985

0.8138067 4.042

0.758

C 安全の職場内啓発

4672 4.227

0.680

5888 4.009

0.733

6625 4.034

0.719

8011 4.068

0.710

D 安全配慮行動

4659 4.300

0.619

5886 4.069

0.674

6620 4.112

0.6587990 4.138

0.649

E モラル

4680 3.765

0.734

5904 3.651

0.769

6651 3.815

0.7438045 3.948

0.723

G 仲間意識4695 4.127

0.782

5917 3.913

0.852

6662 3.996

0.8098062 4.036

0.765

H 意思疎通4683 3.904

0.784

5908 3.717

0.797

6654 3.838

0.7818043 3.935

0.771

I 精神衛生4690 3.251

0.956

5911 3.160

0.939

6662 3.415

0.9268070 3.635

0.924

安全風土

4697 4.162

0.589

5922 3.949

0.650

6668 4.033

0.635

8073 4.092

0.618

職場モラール4697 3.745

0.704

5920 3.588

0.721

6669 3.746

0.710

8076 3.874

0.697

職場
モラール

A 組織の安全姿勢

評定値

N

14

4
一般社員（安全風土）
管理職（安全風土）

3.5

一般社員（モラール）
管理職（モラール）

3

20歳代以下

30歳代

40歳代

50歳代以上年齢

Figure 1. 安全風土評価に職位と年齢が与える影響
従い，効果量2 については2 > .01 を効果量小，2 > .09 を効果量中， > .25 を効果量大として解釈する．
2

その結果，安全風土，職場モラールともに職位と年齢の主効果が認められ，職位に関しては一般社員よりも管理職の方が安全風土 ( F (1, 20468) = 199.976, p < .001, 2 = .010) ，

4.1 要約統計量

職場モラール ( F (1, 20650) = 345.539, p < .001, 2 = .016)の評定値が高いことが示された．また年齢についてそれぞ

安全風土尺度の各要因について，年齢別の平均値や標れ Holm 法による多重比較を行ったところ，安全風土 ( F

準偏差は Table 2 の通りであった．まず各年代において平(1, 20468) = 5.956, p < .01, 2 = .001) では30 歳代 (M = 4.012,

均値が 5 点中 4 点を超える要因が過半数に見られ，比較

SD = 0.650) よりも 50 歳代以上 (M = 4.072, SD = 0.618) の的高水準にあると言える．また全体的に 20 歳代以下が最方が有意に高く (p < .01) ，職場モラール ( F (1, 20650) =も評定値が高く，30 歳代で最も低い値を示す傾向にある

36.990, p < .001, 2 = .003) では，30 歳代 (M = 3.704, SD =0.721) ，40 歳代 (M = 3.770, SD = 0.710) ，50 歳代以上 (M(Table 2) ．

= 3.849, SD = 0.697) の順に評定値が有意に高かった．ただ4.2 職位での比較

し，職位，年齢ともに効果量は小さい．なお，有意な交互作用はいずれも認められなかった．

次に職位による年齢の影響の違いを検討するため，一般社員と管理職とに分けて年齢間の変動を検討した．この4.3 職務での比較

とき，管理職はすべて 30 歳代以上と回答していたため，
30 歳代以上からの比較とした．分析には職位 (一般社員・職務内容による年齢の影響の違いを検討するため，職管理職) と年齢 (30 歳代・40 歳代・50 歳代以上) とを独

種 (現場部門職・管理部門職) ，業種 (電力会社・電力会

立変数，安全風土と職場モラールとを従属変数とする参加社以外) の影響を検討した．なお，先ほどの職位間での差

者間 2 要因分散分析を用いた (Figure 1) ．

異を踏まえると，一般社員に比べて管理職の方が安全風土
評定値が高いものの，年齢間で一般社員と管理職との人数

Table 3. 各比較における安全風土評価の要約統計量

職位
安 職種
全
風 業種
土
年度
職位

ー

職
場 職種
モ
ラ 業種
ル 年度

一般社員
管理職
現場部門職
管理部門職
電力
電力以外
2021年度
2012年度
一般社員
管理職
現場部門職
管理部門職
電力
電力以外
2021年度
2012年度20歳代以下N
M
SD4694 4.162 0.589.
.
.
3683 4.181 0.580
1011 4.095 0.616
2573 4.197 0.561
2121 4.121 0.619
4694 4.162 0.589
4037 4.025 0.585
4694 3.745 0.704.
.
.
3684 3.738 0.695
1010 3.769 0.735
2574 3.773 0.680
2120 3.711 0.732
4694 3.745 0.704
4037 3.726 0.667

N
5584
336
3479
2105
2827
2757
5584
4284
5582
336
3478
2104
2826
2756
5582
4284

30歳代
M
3.941
4.082
3.945
3.936
3.985
3.897
3.941
3.877
3.574
3.834
3.538
3.632
3.614
3.532
3.574
3.611

SD
0.651
0.610
0.654
0.647
0.633
0.667
0.651
0.644
0.721
0.676
0.718
0.721
0.719
0.720
0.721
0.700

N
3859
2807
2761
1098
2236
1623
3859
2584
3859
2808
2762
1097
2235
1624
3859
2584

40歳代
M
3.942
4.159
3.957
3.903
4.004
3.855
3.942
3.892
3.620
3.919
3.608
3.651
3.668
3.554
3.620
3.618

SD
0.656
0.583
0.638
0.696
0.600
0.716
0.656
0.620
0.720
0.659
0.708
0.748
0.691
0.752
0.720
0.674

50歳代以上N
M
SD3303 3.962 0.651
4765 4.183 0.577
2290 3.959 0.653
1013 3.968 0.649
1690 4.014 0.625
1613 3.907 0.674
3303 3.962 0.651
1251 3.894 0.652
3305 3.705 0.712
4766 3.993 0.661
2291 3.677 0.700
1014 3.766 0.736
1690 3.738 0.700
1615 3.670 0.724
3305 3.705 0.712
1251 3.652 0.672

INSS JOURNAL Vol . 30 2023 SR-2

4.5

15

4.5

現場部門職（安全風土）
管理部門職（安全風土）

3.5

現場部門職（モラール）

評 定値

評 定値

4

4
2021年度（安全風土）
2012年度（安全風土）
2021年度（モラール）

3.5

2012年度（モラール）

管理部門職（モラール）
3

20歳代以下

30歳代

40歳代

3

50歳代以上年齢20歳代以下

30歳代

40歳代

50歳代以上年齢

Figure 2. 安全風土評価に職種と年齢が与える影響
比率が異なり職位の影響の偏りが生じてしまう．そこでこ
こでは一般社員のみを分析の対象とした (Figure 2) ．
まず職種について，独立変数を職種 (現場部門職・管理部門職) と年齢 (20 歳代以下・30 歳代・40 歳代・50 歳代

Figure 4. 安全風土評価に年度と年齢が与える影響
次に業種の影響を検討するため，独立変数を業種 (電力会社・電力会社以外) と年齢 (20 歳代以下・30 歳代・40 歳
代・50 歳代以上) ，従属変数を安全風土と職場モラールとする参加者間 2 要因分散分析を行った (Figure 3) ．

以上) ，従属変数を安全風土と職場モラールとする参加者

その結果，安全風土，職場モラールともに業種 (安全風間 2 要因分散分析を行った．その結果，安全風土では職種

土: F (1, 17432) = 114.228, p < .001, 2 = .006; 職場モラール:( F (1, 17432) = 10.391, p < .01, 2 = .000) ・年齢 ( F (3, 17432)

F (1, 17432) = 53.914, p < .001, 2 = .003) ・年齢 (安全風土:= 78.631, p < .001, 2 = .013) の主効果が認められ，Holm 法

F (3, 17432) = 133.041, p < .001, 2 = .022; 職場モラール: Fによる多重比較の結果，30 歳代 (M = 3.940, SD = 0.651) ・(3, 17432) = 57.171, p < .001, 2 = .010) の主効果が認めら

40 歳代 (M = 3.930, SD = 0.656) ・50 歳代以上 (M = 3.963,

れ，有意な交互作用は認められなかった (安全風土: F (3,SD = 0.651) と比べて 20 歳代以下 (M = 4.138, SD = 0.589)

17432) = 2.589, p < .10, 2 = .000; 職場モラール: F (3, 17432)

で評定値が高いことが示された．また，交互作用 ( F (3,= 1.048, n.s., 2 = .000) ．Holm 法による多重比較の結果，17432 = 3.832, p < .01, 2 = .001) が認められ，20 歳代以下

安全風土では 20 歳以下が他の年齢よりも評定値が有意にと 40 歳代では現場部門職よりも管理部門職の方が安全風

高く，職場モラールでは 30 歳代，40 歳代，50 歳代以上，土が有意に低いことが示された．ただし，職種の主効果や

20 歳代以下の順に評定値が高いことが示された．

交互作用についてはいずれも効果量が十分でないと言え

4.4 世代の影響の検討

る．
一方，職場モラールでは職種 ( F (1, 17432) = 27.255, p< .001, 2 = .002) ・年齢 ( F (3, 17432) = 46.205, p < .001, 2

年齢間における評定値の違いが世代の影響によるもの= .008) の主効果が認められ，Holm 法による多重比較の結か年齢の影響によるものかを検討するため，2012 年度調

果，20 歳代以下 (M = 3.753, SD = 0.704) から 30 歳代 (M査と 2021 年度調査とのデータを用いて比較を行った．具= 3.585, SD = 0.721) で有意に評定値が下がり，40 歳代 (M

体的には独立変数を年度 (2021 年度・2012 年度) と年齢= 3.629, SD = 0.720) ，50 歳代以上 (M = 3.722, SD = 0.712)(20 歳代以下・30 歳代・40 歳代・50 歳代以上) ，従属変数

で評定値が上がっていく傾向が示された．ただし，有意なを安全風土と職場モラールとする参加者間 2 要因分散分

交互作用は認められず，主効果はいずれも効果量が小さい析を行った (Figure 4) ．
まず安全風土については年度 ( F (1, 29588) = 98.040, pと言える．

< .001, 2 = .003) ・年齢 ( F (3, 29588) = 161.743, p < .001,
2 = .016) の主効果が認められ，Holm 法による多重比較

4.5の結果，30 歳代 (M = 3.909, SD = 0.649) ，40 歳代 (M =評 定値3.917, SD = 0.642) ，50 歳代以上 (M = 3.928, SD = 0.652) に4
電力（安全風土）
電力以外（安全風土）

3.5

電力（モラール）
電力以外（モラール）

3

20歳代以下

30歳代

40歳代

50歳代以上年齢

Figure 3. 安全風土評価に業種と年齢が与える影響

比べて 20 歳代以下 (M = 4.094, SD = 0.591) で評定値が高いことが示された．また有意な交互作用 ( F (3, 29588) =7.765, p < .001, 2 = .000) が認められているものの，効果量は極めて小さい．
職場モラールでは年齢 ( F (3, 29588) = 70.722, p < .001,
2 = .007) の主効果が認められ，Holm 法による多重比較

INSS JOURNAL Vol . 30 2023 SR-2の結果，30 歳代 (M = 3.592, SD = 0.711) ，40 歳代 (M =161990 年代生まれ，1980 年代生まれ) によるものなのであ3.619, SD = 0.702) ，50 歳代以上 (M = 3.678, SD = 0.702) ，れば，2021 年度での 30 歳代から 50 歳代以上での評定傾

20 歳代以下 (M = 3.736, SD = 0.687) の順に評定値が高か

向は 2012 年度での 20 歳代以下から 40 歳代での評定傾向った．また有意な交互作用 ( F (3, 29588) = 4.476, p < .01, 2に近くなるはずである．しかし本研究の結果ではそのよう= .000) が認められているものの，効果量は極めて小さい．

な傾向は認められていない．そのため世代による影響ではなく，世代に関係なく存在する年齢による影響であると考

5. 考察えられる．少なくともこれにより別の説明可能性を 1 つ排除することが出来たと言えるだろう．

本研究の目的は原子力関連産業従業員の職場の安全風

ただし，本研究から年齢の違いによって安全風土評定

土の評価に対する年齢の影響を検討すること，そしてそのに違いは認められたものの，その傾向の一貫性については調整要因について検討を行うことであった．安全風土と職議論の余地がある．本研究と同じように原子力発電所関係

場モラールについて検討を行ったところ，安全風土では他を対象とした研究の中では，国内の電力会社 1 社を対象との年齢に比べて 20 歳代以下の評定値が高い傾向にあった．

した福井 (2012) の研究とは似た傾向が得られたものの，一方，職場モラールについては 20 歳代以下での評定値が他の研究では年齢が高いほど評定が高くなる (e.g., Lee,

最も高く，30 歳代で最も低くなり，40 歳代，50 歳代以上

1998; Lee & Harrison, 2000) ，もしくは 30 歳代までは低下

で評定値が高くなっていった．また年齢と安全風土評価とし 40 歳代，50 歳代とで評定値が上昇していく U 字型のの関係の調整要因として職位，職種，業種，世代について関係が認められる (e.g., Lee & Harrison, 2000) ．他の業種検討を行ったものの，十分な効果量の調整要因は示されなを含めれば，消防士を対象とした研究 (Taylor et al., 2019)

かった．

において年齢との負の関係が認められており近い傾向ではあるものの，本研究と共通する要因は乏しい．

5.1 年齢が安全風土評価に与える影響

これまでの研究も含めて年齢と安全風土評定との関係は一貫性が認められない．この原因の 1 つに考えられるの本研究の結果から，日本国内の原子力関連産業一般には安全風土尺度の内容である．安全風土とは「組織成員をおいても安全風土の年齢差は認められることが示された．

安全の配慮や安全行動に導く組織環境であり，従業員間で日本国内の原子力発電所においても安全風土評価の年齢共有するその知覚を集約し測定可能にした特性を指す差が認められることは指摘されていたものの (福井,(e.g., 福井, 2012; Zohar, 1980)」と定義されるものの，各研

2012) ，その研究では 1 つの企業を対象に検討が行われて究において尋ねている安全風土の構成要素はそれぞれ異いた．本研究では日本国内 32 社に対象を広げており，よなる．例えば Lee & Harrison (2000) では職務満足度や組織り一般化された対象においても年齢の効果が確認できてのリスクレベルなど多様な文脈で職場の安全風土を尋ねいる．効果量は一貫して小さい値ではあるものの，原子力ており，全体的に 20 歳代から 30 歳代にかけて評定が低発電所職員の研究 (e.g., 福井, 2012; Lee, 1998) や医療関下し，その後年齢とともに上昇する傾向にはあるものの，係者への研究 (e.g., Glarcher et al., 2022) と同じく年齢の効

それらすべての要因で傾向が一致している訳ではない．例

果が確認できている．安全風土については 20 歳代以下かえば職務満足度や個人のリスク選択については年齢ととら 30 歳代までの間で安全風土評定が低くなり，その後上もに評定が上昇する傾向を示している．このように安全風

昇しないという傾向，職場モラールについては 30 歳代で土に対する年齢の影響は安全風土のどの側面，どの因子か一度評定が下がった後，年齢とともに評定が上昇しているによって変わる可能性がある．本研究では信頼性係数が十傾向であったが，福井 (2012) では 40 歳代まで年齢とと分高いことが確認されたため「組織の安全姿勢」「直属上

もに評定が低下するという近い傾向を示している．少なく司の姿勢」「安全の職場内啓発」「モラル」の 5 つを合わせ

とも 20 歳代から 30 歳代にかけて安全風土評価が低下すて「安全風土」，「仲間意識」，「意思疎通」，「精神衛生」のるという結果の信頼性は高まったと言えるだろう．

3 つを合わせて「職場モラール」の 2 因子群で分析を行っまた，本研究では 2021 年度での調査結果と 2012 年度ているが，下位 8 因子間で異なる傾向が示されることも考での調査結果とを比較したものの，年齢による影響には大えられる．分析の繰り返しによる第一種の過誤の可能性，

きな差は認められていない．仮に年齢による評定差が年齢

また分析の複雑性の観点から本研究では避けたものの，そそのもの (i.e., 20 歳代，30 歳代，40 歳代) ではなく，ある

れぞれの要因に分けた上で年齢との関係を検討する手法

特定の社会事象を経験した世代 (i.e., 2000 年代生まれ，は考えられるだろう．

INSS JOURNAL Vol . 30 2023 SR-2

以上より，評定者の年齢によって安全風土評価が異な

17であると指摘している．また Lee (1998) では内集団を特ってくることは示されたものの，安全風土のどういった側徴づける規範に初めの 5 年ほどで同化していくことで安面の評定なのかをさらに検討していくことが必要と考え全に対する意識をポジティブに評価しなくなると予測しられる．

ている．これらの他にはダニング・クルーガー効果

5.2 調整要因の検証による年齢の影響プロセスの検討(Dunning - Kruger effect; e.g., Kruger & Dunning, 1999; 高沢,2017) による影響が考えられる．ダニング・クルーガー効
果とはスキルが未熟であると自己の能力に対するメタ認
知能力が十分でなく，そのために平均よりも高く評価して以上の評定傾向を検討する上で，本研究では探索的にしまう認知バイアスを指す．これが安全風土への評定にも職位，職種，業種を調整要因として検討した．しかし，統起きている可能性がある．つまり，仕事に就いたばかりで計学上十分な効果量を持つ交互作用は認められず，年齢が業務に慣れていない場合には安全に対する認知能力も育

安全風土評定に及ぼす影響を説明する心理プロセスは示っておらず，「自身の職場は十分に安全である」と過剰に唆されなかった．Lee & Harrison (2000) では職種と年齢の高く評定する可能性がある．そして 30 歳代以降，業務内交互作用が一部の安全風土，態度で確認できてはいたもの

容を理解しスキルが身についてきたときに正しい基準での，本研究では極めて小さい効果量でしか確認できていな

職場に対する評価ができるため，相対的に 30 歳代以降でい．少なくとも本研究で取り上げた安全風土においては，

安全風土評定が下がると考えられる．これは年齢の違いに職種によって年齢の影響が異なる過程は認められなかっよる影響ではなく勤続年数の違いによる影響という予測

た．年齢と安全風土評定との関連を調整する要因の検討はである．特に日本では終身雇用である例が多く，年齢の高ほとんど行われておらず，あらためて検討を積み上げる必低と勤続年数の高低が連動する場合が多いため，説明要因

要があると言えるだろう．

の 1 つとしてありうるだろう．

一方，調整要因として用いた職位は主効果としては十以上より，年齢の違いにより待遇や勤続年数，スキルの分な効果量を有していた．つまり，一般社員に比べて管理違いが生まれ，その結果として安全風土評定に変化が見ら職の方が安全風土を有意に高く評価していた．職位，地位れると推測される．ただし，Lee (1998) では同じ勤続年数が高いほど職場の安全風土を高く評価することはこれま内で比較した場合でも年齢が上がるほど安全風土評定がでも示されており(e.g., 福井, 2012; Lee & Harrison, 2000;

ポジティブになることが示されている．さらなる検討は必Parker et al., 2017; Rubin et al., 2020)，例えば Parker et al.

要であろう．

(2017) では従業員とオーナー・マネージャー職とを比較した際，従業員よりもオーナー・マネージャー職の方が安5.3 限界と展望

全風土を高く評価していることを示している．高い職位が安全風土評価を高めるプロセスの 1 つには，職位が上がる

本研究にはいくつかの課題点がある．まず，本研究ではことで待遇や立場が良くなった結果，職務満足度が向上し，年齢による安全風土評価の違いを説明する上で有力な心その波及効果により安全風土評定がポジティブになった

理プロセスを示せなかった．これを解明すべく，さらなるという可能性が考えられる．この点は本研究の結果で言え

調整要因，もしくは媒介要因を検討する必要がある．例えば，職場モラールでの 30 歳代から 50 歳代以上での変化

ば Lee (1998) では年齢と同時に勤続年数について検討をを説明する可能性があるだろう．本研究では職位の比較以行っており，勤続年数によっても安全風土への評価が変わ

外では職位の影響を排除するために一般社員（非管理職）ることが示されている．本研究結果が年齢によるものか，のみを対象とした分析を行ってきた．しかし，同じく一般

勤続年数によるものなのかを示すうえでは検討すべきで社員であったとしても立場の差，待遇の差は存在する．そあろう．このほかにも年齢，もしくは勤続年数が増えるこしてそれは年齢に応じて上がる可能性は十分に考えられとによって職場環境が変わったことが原因であるとする

る．

のであれば，個人の職場満足度や待遇，業務量などを同時

では，20 歳代以下から 30 歳代にかけての安全風土評定に測定することが考えられる．

値の低下は何によってもたらされるものだろうか．例えば

また，職場の安全風土評定のデータには階層性がある

福井 (2012) では「若い世代では経験が浅いために現状を可能性が指摘されている (e.g., 藤田, 2018; 寺口, 2022) ．

受け入れるものの，世代が高くなれば視野が広がることでデータの階層性とは複数のデータ (i.e., 各従業員の安全期待水準が上がり，相対的に評定値が下がる」ことが原因

風土評定値) が 1 つのグループ変数 (i.e., 各事業部) によINSS JOURNAL Vol . 30 2023 SR-2

18ってまとまり，グループ変数内で相互に似通ったデータに一貫性にはいまだ乏しく，今回探索的に検討した職位や職なるという特徴を持つことを指す．この安全風土評定の場

務では年齢による違いを説明することが出来なかった．年

合，同じ職場内の従業員については同じ組織・同じ職場に齢によって待遇やスキルなどが異なる影響である可能性

ついて尋ねているため，各回答が似通った回答になりうる．

は示唆されるため，調整要因・媒介要因をさらに検討しつこういった場合，グループ変数を考慮するマルチレベルア

つ，安全風土についても様々な因子を多角的に検討していプローチを用いなければ評価が歪む場合がある(清水,くことが必要であろう．今後の検討が待たれる．

2014) ．本研究では先行研究 (e.g., 福井, 2012; Lee &Harrison, 2000) から年齢と安全風土評定とが線形関係に謝辞

ないと予測される以上，モデルが過度に複雑になる．そのためにマルチレベルアプローチの使用は避けたものの，事本研究は一般社団法人原子力安全推進協会 (JANSI) と業部を変量効果としたマルチレベルアプローチを用いれ各事業所のご協力のもとに実施できたものである．厚く感ば，より正確な形で年齢と安全風土評定との関係を見るこ謝申し上げる．

とが出来るだろう．
このマルチレベルアプローチを使う上で，集団レベル

引用文献の特徴，つまり職場の特徴から検討することも可能である．
どういった職務内容なのか，どれくらいの人数がいる職場
なのか，こういった職場の特徴によって業務量やリスクが変わり，安全風土の評価が異なる可能性もあるだろう．さらに，本研究では十分な効果量は認められなかったものの，職種が調整要因として働くことも示されている．研究間で年齢と安全風土との関係が一貫しないことからも，こういった集団レベルの調整要因が存在する可能性は十分に考えられるだろう．
最後に，世代の影響を検討する上で本研究では 2012 年
度と 2021 年度との質問紙調査結果を比較した．しかし，藤田 智博 (2018). 原子力産業の安全風土調査へのマルチ
レベル分析の適用 INSS Journal, 25, 17-24.
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2012 年度調査は 2011 年の福島第一原子力発電所事故からInternational Nuclear Safety Advisory Group (1991). Safety

1 年しか経っていない時期の調査である．この事故が各原

culture. (International Atomic Energy Agency, Series Ed.)

子力関連事業での安全風土評価に与えた影響は予測がつ

Safety Series. No 75 - INSAG-4. Vienna: International

かず，比較として不適切であった可能性はある．この影響

Atomic Energy Agency (IAEA).

を回避するためにも 2015 年度と 2024 年度，2018 年度とJiang, K., Tian, L., Yan, C., Li, Y., Fang, H., Peihang, S., et al.

2027 年度との調査結果を繰り返し比較していくことで，(2019). A cross-sectional survey on patient safety culture in

年齢と世代との影響について検討することが必要となっsecondary hospitals of Northeast China. PLoS ONE 14(3):てくるだろう．

e0213055.

以上より，年齢による影響を解明する上で，今後は調整
要因のみならず媒介要因にも着目したマルチレベルアプ
ローチなどのさらなる検討が必要であると考えられる．

5.4 結論河合 学 (2021). 安全志向的モチベーションと安全風土の関連についての考察 INSS Journal, 28, 11-16.
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以上より，本研究から評定者の世代ではなく年齢によ

水元 篤・竹内 理 (2008). 研究論文における効果量の報告って，自身の職場への安全風土評価が異なってくることがのために ―基礎的概念と注意点― 英語教育研究, 31,示された．本研究内では一貫して 20 歳代以下が他の年齢

57-66.

よりも安全風土評価が高い傾向にはある．加えて職場モラールの側面については，30 歳代で低下した後，年齢とともに評価が上昇する傾向にあった．ただし，他の研究とのLee, T. (1998). Assessment of safety culture at a nuclear
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