Volume 39 Number 1 April 2016 ISSN 2189-6100［39巻 1号］

目
−原

次

著−

特別養護老人ホームでの看取りの看護実践能力尺度の開発
─ 信頼性および妥当性の検証 ─

1聖隷クリストファー大学看護学部

大

村

光

代

国際医療福祉大学成田看護学部

山

下

香枝子

がんサバイバーの心理的適応尺度の開発
─ 信頼性・妥当性の検討 ─

9徳島大学大学院保健科学教育部・徳島文理大学保健福祉学部看護学科

上

田

伊佐子

徳島大学大学院医歯薬学研究部

雄

西

智恵美

産褥１か月の貧血改善を妨げる影響要因

19
国際医療福祉大学大学院医療福祉学研究科

小檜山

敦

子

国際医療福祉大学大学院医療福祉学研究科

鈴

木

英

子

国際医療福祉大学大学院医療福祉学研究科

髙

山

裕

子

急性期一般病棟における看護師の認知症高齢者への共感に関連する要因33

元・埼玉医科大学保健医療学部看護学科

小

田

沙矢香

石川県立看護大学

川

島

和

代

−研究報告−
地域在住高齢者における聞こえの自己評価と純音聴力閾値の左右差および語音了解閾値との関係

43
名古屋市立大学看護学部

山

田

紀代美

立正大学心理学部対人・社会心理学科

西

田

公

成人女性における便秘薬内服の有無による便秘症状と QOL の比較昭53

大分大学医学部看護学科基盤看護学講座基礎看護学

吉

良

いずみ

学士課程における血圧測定に関する教育プログラム開発に向けた看護基礎教育上の課題

61
福岡大学医学部看護学科

坂

梨

左

織

福岡大学医学部看護学科

田

島

康

子

福岡大学医学部看護学科

青

木

芳

恵

福岡大学医学部看護学科

宗

正

みゆき

福岡大学医学部看護学科

吉

川

千鶴子

国際医療福祉大学福岡看護学部

原

田

広

日本看護研究学会雑誌 Vol. 39

No. 1

2016

枝

i

CONTENTS
Original Papers
Development of a Nursing Competence for End-of-life Care Scale in Nursing Homes

1

School of Nursing, Seirei Christopher University：Mitsuyo Ohmura

School of Nursing at Narita, International University of Health and Welfare：Kaeko Yamashita
Development of the Scale on Psychological Adjustment of Cancer Survivors:
Study of its Reliability and Validity

9

Graduate School of Health Sciences, Tokushima University, Tokushima, Japan

Faculty of Health and Welfare, Tokushima Bunri University, Tokushima, Japan：Isako Ueta

Institute of Biomedical Sciences, Tokushima University Graduate School, Tokushima, Japan：Chiemi Onishi
Factors Working against Alleviation by the 30th Day Postpartum

19

Graduate School of Health and Welfare Sciences, International University of

Health and Welfare Graduate School：Atsuko Kobiyama

Graduate School of Health and Welfare Sciences, International University of

Health and Welfare Graduate School：Eiko Suzuki

Graduate School of Health and Welfare Sciences, International University of

Health and Welfare Graduate School：Yuko Takayama

Factors Associated with Empathy toward Elderly Adults with Dementia
in Nurses Working on Acute General Wards

33

Formerly at School of Nursing, Faculty of Health & Medical Care, Saitama Medical University：Sayaka Oda

Ishikawa Prefectural Nursing University：Kazuyo Kawashima

Research Reports
Self-perceived Hearing Problems of Frail Elderly People andtheir Relation to Hearing Threshold Level and Speech Recognition Threshold

43

School of Nursing, Nagoya City University：Kiyomi Yamada

Department of Interpersonal and Social Psychology, Faculty of Psychology, Rissho University：Kimiaki NishidaComparison of Women s Constipation Severity and Quality of Life by Laxative Use
Fundamental Nursing, School of Nursing, Faculty of Medecine, Oita University：Izumi Kiraii

日本看護研究学会雑誌 Vol. 39

No. 1

2016

53

The Themes of Basic Nursing Education Aiming for the Development of Educational Programs on
Blood Pressure Measurement in Undergraduate Education

61

School of Nursing, Faculty of Medicine Fukuoka University：Sayori Sakanashi

School of Nursing, Faculty of Medicine Fukuoka University：Yasuko Tashima
School of Nursing, Faculty of Medicine Fukuoka University：Yoshie Aoki

School of Nursing, Faculty of Medicine Fukuoka University：Miyuki Munemasa

School of Nursing, Faculty of Medicine Fukuoka University：Chizuko Yoshikawa

Fukuoka School of Nursing, International University of Health and Welfare：Hiroe Harada

日本看護研究学会雑誌 Vol. 39

No. 1

2016

iii

−原

著−

特別養護老人ホームでの看取りの看護実践能力尺度の開発
─ 信頼性および妥当性の検証 ─
Development of a Nursing Competence for End-of-life Care Scale in Nursing Homes
大

村

光

代１）

Mitsuyo Ohmura

山

下

香枝子２）

Kaeko Yamashita

キーワード：特別養護老人ホーム，看取り，看護実践能力，尺度
Key Words：nursing home, end-of-life care, nursing competence, scale
実践能力の因子構造を探索し，抽出された看取りの看護実

はじめに

践能力の尺度項目について，必要度（そのケアが看取りに女性の社会進出ならびに核家族化による独居老人や老老どの程度必要か）と実践頻度（そのケアが看取りでどの程介護の増加等の社会背景から，家族介護が期待できない要度実践されているか）の両面から構成概念妥当性を検証

介護度の高い高齢者が，医療や福祉の専門職による生活支し，信頼性を備えた尺度化への可能性に示唆を得た（大援を受けながら安心して暮らす終の棲家として，特別養護村・山下・西川，2015）。この尺度の実用化には，さらに老人ホーム（以下，特養）に期待が高まっている。国も，多くの母集団を対象とした評価指標としての信頼性および特養での看取りの質確保を目的に，2006年に「看取り介護

妥当性検証が課題であった。そのため本研究では，開発し加算」を創設し，その算定要件として常勤の看護師配置をた尺度を用いて，実際に特養での看取りの看護実践能力を義務づけた。つまり，生活の場である特養での看取りの質評価し，尺度としての信頼性および妥当性の検証を試み，確保への取り組みが，看護師に委ねられている。

尺度の実用性を検討した。

先行研究によれば，特養の看護職は，入居者の生命力の施設の看取り方針がいまだ画一化していない特養におい

減退に伴う状態変化と本人が発する死を予見する言葉からて，看取りを実践している看護職の教育背景や資格等も多看取りの始まりを予測し，入居者の生命を脅かす身体的苦様である背景を踏まえ，開発した尺度の実用化によって看痛の出現や死に向かう身体的徴候の観察をもって死期を予護職個々の看取りの看護実践能力を均一化し，それぞれの測するなどのアセスメント能力を発揮し（高山・三重野，

高齢者施設での看護チーム全体の成長に寄与することを，

2005），看取りにおいても今までの入居者の生活を維持し，本研究の成果として期待する。

臨終の場を整え，残された時間を充実させるために各専門職をまとめるという役割を担っていると報告されてい１．研究目的る（井澤・水野，2009）。長畑・松田・山内・江口・山地

本研究の目的は，開発した特養での看取りの看護実践能（2012）の質的分析からは，看取りを実践する際の他の入力尺度の信頼性および妥当性を統計学的に検証し，実用性

居者へのフォローや看取りのケアを振り返ることの重要性を検討することである。

も示されていた。以上のように，特養の看取りの看護実践には，入居者が生活の場で安寧な死を迎えるためのあらゆ２．用語の操作的定義

る工夫や配慮が潜在しているが，これらを看護実践能力と①看取り：本研究では，看取りを「医師によって“回復のしてとらえた研究はいまだ散見できない。特養での看取り

見込みがなく死期が近い”と判断された特養入居者およの質を保証する看護チーム全体の成長をはかるためには，

びその家族に対する全人的なケア」と定義する。

特養の社会的意義や終末期高齢者の尊厳を重視した看取り②特養での看取りの看護実践能力：本研究における看取りを実践する看護職の看護実践能力を可視化し，正確に評価の定義をふまえて，特養での看取りの看護実践能力といできる尺度の開発が望まれる。

う構成概念を次のように操作的に定義する。本研究でそこで筆者の先行研究では，まず特養での看取りの看護は，特養での看取りの看護実践能力を「生活の場である

１）聖隷クリストファー大学看護学部 School of Nursing, Seirei Christopher University２）国際医療福祉大学成田看護学部 School of Nursing at Narita, International University of Health and Welfare
日本看護研究学会雑誌 Vol. 39

No. 1

2016

1

特別養護老人ホームでの看取りの看護実践能力尺度の開発

特養での看取りを希望した入居者が，全人的苦痛のないの看護実践能力を測定するツールとして開発された。尺度

穏やかな最期を迎えられるという家族支援も含めた看護開発の取り組みから５年間かけて継続的に信頼性および妥目標を達成するための看護職の能力」と定義する。

当性が確認されており，安定性の高い尺度であるため選択した。
ｄ．一般病棟の看取りケア尺度

Ⅰ．研究方法特養での看取りの看護実践能力尺度の収束的妥当性を検証するために，吉岡ら（2009）の開発した一般病棟の看取

１．対象者の概要
全国の特別養護老人ホーム7,552件のうちの約７割が，りケア尺度22項目を用いる。回答欄は，「全く実施できて入居者や家族の求めに応じて看取りを行っている（厚生労いない：１」～「よく実施できている：５」までの５段階

働省，2013）。そのうち，WAMNET に掲載されている特リッカート方式である。一般病棟の看取りケア尺度は，一養の住所を参考に，各都道府県（東日本大震災の被災地を般病棟の看護師の看取りケアの実践力を測定する。この尺除く）より10～20件ずつサンプリングしながら500施設を度の看取りケアの定義は，「患者を含む家族を１つのケア対象施設として選出し，そこに勤務する看取り経験のあるユニットととらえ，家族の看取りを支援するために看護師

看護職（准看護師含む）1,000人（１施設２名：看護責任が終末期のがん患者と家族に行うケア行動」としている。

者と看護スタッフ）を調査対象とした。看護職が少人数の状況は異なるが，家族も含めた終末期ケアの実践能力とい特養では，その多くが看護責任者も他の看護スタッフとほう視点は，理論的にも特養での看取りの看護実践能力に相ぼ同様の業務内容を担っているため，看護責任者も看取り

応の関連性を確認できると考え選択した。

の実践者として本研究の対象者とした。
３．データ収集方法
自作の調査用紙による無記名の自記式質問紙郵送法を実

２．質問紙の構成
ａ．対象者の属性施した。対象者用の研究協力依頼文書と調査用紙および返対象者の属性は，年齢，資格，学歴，病院での臨床経験

送用封筒を同封した封書を２通まとめて，特養の看護責任

年数，高齢者施設でのケア経験年数の５項目である。

者宛に郵送した。各施設の看護責任者には，研究の目的とｂ．特養での看取りの看護実践能力尺度

方法を説明した文書で研究協力への同意を求めた。また，

本尺度の開発にあたり，特養の看取りに関する先行研究

看護責任者以外に看取り経験の豊富な看護スタッフ１人ををもとに看取りにおける看護実践能力のアイテムプールを選出し，同封の封書を配布してもらうよう依頼した。研究60項目作成し，実際に入居者の希望を尊重した看取りを実に同意の得られる対象者には，回答した無記名の調査用紙

践する特養の看取りに関する看護業務の参加観察や記録のを返送用封筒に入れ，差出人は明記せず各自で郵送しても閲覧等を行い，内容妥当性を確認した。次に，その60項目らった。調査期間は平成25年２月～４月である。

を質問項目として特養での看取りの看護実践能力の構造を統計学的に探索し，抽出された５因子21項目を尺度項目として特養での看取りの看護実践能力尺度を作成した（大村ら，2015）。本尺度は，【入居者本意に沿った医療管理】５
項目，【安寧な臨終に向かう協働】４項目，【予測準備的マ

４．分析方法
統計解析ソフト『SPSS ver. 19.0 for Windows』と『Amosver. 20』を使用し，分析した。
ａ．信頼性の検討

ネジメント】５項目，【その人らしい最期へのケア】３項

特養での看取りの看護実践能力尺度の内的整合性を確認

目，【看取り後の振り返り】４項目の５因子21項目で構成するために，各尺度の下位項目の平均値を因子得点としてされ，初回の統計学的分析では信頼性と構成概念妥当性が各因子ごとに Cronbach’s α 係数を算出した。また，本研究検証されている。回答欄は，「できていない：１」～「十分できている：４」までの４段階リッカート方式である。
ｃ．看護実践能力自己評価尺度 CNCSS
特養での看取りの看護実践能力尺度の基準関連妥当性をにおける既存尺度の信頼性を確認するために，CNCSS（中山ら，2010），一般病棟の看取りケア尺度（吉岡ら，2009）の各因子についても Cronbach’s α 係数を算出した。
ｂ．構成概念妥当性の検討検討するために，中山ら（2010）の開発した看護実践能

本研究で得られた回答データを特養での看取りの看護実

力自己評価尺度（clinical nursing competence self-assessment

践能力５因子モデルにあてはめ，共分散構造分析による検い：１」～「自信をもってできる：４」までの４段階リッχ2/df 値，GFI，AGFI，IFI，CFI，RMSEA を用いた。

scale：CNCSS）64項目を用いる。回答欄は，「自信がなカート方式である。CNCSS は，看護系大学卒業の看護師
2

証的因子分析を行い，適合度を確認した。適合度指標は，

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No. 1

2016

特別養護老人ホームでの看取りの看護実践能力尺度の開発

ｃ．基準関連妥当性・収束的妥当性の検討

CNCSS（中山ら，2010），一般病棟の看取りケア尺度（吉岡ら，2009）との相関分析を行い，スピアマンの順位

歳代が13.1％であった。資格は，看護師が73.5％であった

が，学歴は88.6％が専門学校卒であった。病院での臨床経験年数は，８年以上が67.5％で，４～７年が21.5％であったが，高齢者施設では，ケア経験年数８年以上は54.4％，

相関係数を算出した。

また７年以下が45.6％で，ほぼ同等であった。それぞれの属性についての看護責任者および看護スタッフによる回答

５．倫理的配慮
本研究は，聖隷クリストファー大学の倫理委員会の承認率に，大きな差はなかった。

を得た（承認番号：12041）。特養の看護責任者に，研究協力と看取り経験の豊富な看護スタッフ１名の選定を文書で依頼した。その際，対象者には看護責任者も含むこと，上司からの圧力がかからない看護スタッフの選定について文書で協力を求めた。また，調査用紙は無記名であること，研究参加への自由意思，匿名性の遵守，データの厳重な保管と破棄に関する内容を文書に明記し，調査用紙の返送をもって同意とみなした。

２．尺度の信頼性（表２）
特養での看取りの看護実践能力尺度全体の Cronbach’s α

係数は .848であり，各因子ではα ＝ .781～ .948を示した。

また，CNCSS（中山ら，2010）の尺度全体の Cronbach’s α
係数はα ＝ .787，各因子ではα ＝ .628～ .879であり，一般病棟の看取りケア尺度（吉岡ら，2009）全体の Cronbach’s
α 係数は .798，各因子では α ＝ .692～ .857であった。

Ⅱ．結

３，尺度の妥当性

果

ａ．構成概念妥当性（図１）

対象者の総回収数は336人（回収率33.6％）で，有効回答数は298人（有効回答率97.3％）であり，その内訳は看護責任者が156人，看護スタッフが142人であった。

特養での看取りの看護実践能力の５因子構造に本研究のデータを投入し，適合度を確認した。５因子モデルの 共 分 散 構 造 分 析 で は，χ2/df 値 ＝3.012，GFI ＝ .848，

AGFI ＝ .803，IFI ＝ .917，CFI ＝ .917，RMSEA ＝ .081

１．対象者の背景（表１）
対象者の年代は，40～50歳代が76.2％であり，次いで30

表１

看護責任者 看護スタッフ
対象者総数（人） （％）
（人）
（人）

年齢

資格

学歴

病院での臨
床経験年数

高齢者施設
での臨床経
験年数

8

30歳代

39

40歳代

104

50歳代

123

60歳代

22

その他

2

看護師

219

准看護師

78

不明

1

専門学校卒

264

短大卒

18

大学卒

2

その他

14

１～３年

33

４～７年

64

８～10年

39

10年以上

162

１～３年

42

４～７年

94

８～10年

53

10年以上

109

合

298

計

2.7

13.1
34.9
41.3
7.4
0.7

係数は .57～ .89の範囲を示し，下位項目へのパス係数は.54～ .96の範囲であった。

b．基準関連妥当性（表３）

対象者の基本属性（n ＝298）20歳代（p ＝ .000）という適合度で収束した。各因子間のパス

4

4

17

22

59

45

66

57

9

13

1

1

特養での看取りの看護実践能力尺度と CNCSS（中山ら，
表２

CNCSS によるコンピテンスの記述統計と信頼係数（n ＝298）
因子名

基本的責務
倫理的実践
援助的人間関係117

102

クリニカルジャジメント

26.2

39

39

看護の計画的な展開

88.6

139

125

10

8

1

1

ケアコーディネーション

6

8

18

15

看護管理

31

33

18

21

89

73

20

22

48

46

29

24

59

50

情報提供と意思決定のケア

156

142

有効なケアの調整

73.5

6.0
0.7
4.7

11.1
21.5
13.1
54.4

14.1
31.5
17.8
36.6

ケアの評価
ヘルスプロモーション

CNCSS

リスクマネジメント

専門性の向上質の改善
継続学習
悔いのない死へのケア
一般病棟の看取り
ケア尺度

日本看護研究学会雑誌 Vol. 39

No. 1

2016

癒しと魂のケア
苦痛緩和ケアの保証

α 係数

.788
.754
.820
.858
.879
.831
.852
.708
.628
.811
.777
.725
.804
.810
.828
.857
.802
.692
3

特別養護老人ホームでの看取りの看護実践能力尺度の開発

計画的な展開】【ヘルスプロモーション】【質の改善】であった。また，【予測準備的マネジメント】に対しては【クリニカルジャジメント】の相関が認められた。
ｃ．収束的妥当性（表４）
特養での看取りの看護実践能力尺度と一般病棟の看取
りケア尺度との相関分析の結果，すべての因子間で中程度（.47＜ r ＜ .65）の相関が認められた（p ＜ .001）。なかでも，.60以上の比較的高い相関係数を示した因子は，【入居者本意に沿った医療管理】に対して【悔いのない死へのケア】【癒しと魂のケア】【情報提供と意思決定のケア】であった。同様に，【予測準備的マネジメント】に対して【苦痛緩和ケアの保証】，さらに【その人らしい最期へのケア】に対して【癒しと魂のケア】【情報提供と意思決定のケア】【有効なケアの調整】であった（p ＜ .001）。

Ⅲ．考
CM IN/DF
3.012

図１

GFI
.848

AGFI
.803

CFI
.917

IFI
.917

察

RMSEA
.081

１．特養での看取りの看護実践能力尺度の信頼性と妥当性

特養での看取りの看護実践能力５因子の共分散構造分
析の結果

係数は .848を示し，一般に Cronbach’s α 係数が .7以上で特養での看取りの看護実践能力尺度全体の Cronbach’s α

あれば信頼性の高い尺度であるとみなされることから（小田，2010，pp.210-212），開発した尺度の内的整合性が確2010）との相関分析の結果，すべての因子間で中程度（.40＜

認できた。また，本研究における Cronbach’s α 係数は，以上の比較的高い相関係数を示した因子は，【入居者本意

α 係数よりもすべての因子において高値を示し，本尺度に沿った医療管理】に対して【援助的人間関係】【看護のが看取りの看護実践能力の評価尺度として信頼性を確保しr ＜ .65）の相関が認められた（p ＜ .001）。なかでも，.60

表３【看取り後の振り返り】【入居者本意に沿った
医療管理】【安寧な臨終に向かう
協働】【予測準備的マネジメ
ント】【その人らしい最期へのケア】

4

先行研究（大村ら，2015）で算出した必要度と実践頻度の特養での看取りの看護実践能力の記述統計

１

利用者の臨終が苦痛のない自然な死であったかを思い返し評価する

２

実践したケアの効果や利用者のご遺体の状況を思い返し評価する

３

家族との交流場面や家族の反応を思い返し，支援が適切だったかを評価する

４

利用者の意思を尊重した看取りが実現できたかを思い返し評価する

５

できる限り利用者の意思を最優先したケアを提供する

６

看取り以前から，利用者が気兼ねなく意思を表出しやすい関係性を築いておく

７

看取り以前から，看取りに対する利用者や家族の意思確認の機会を持つ

８

医師と連携し，適切な疼痛コントロールを行う

９

看取りと判断されたら，改めて不必要な治療・検査を見直す

10

看取り特有の症状や苦痛の有無を観察しアセスメントする

11

利用者が看取りと判断される状態が続いていることを予測する

12

生活支援の専門職である介護職と両輪となって協働する

13

他職種の意見も尊重しながら，看取りのケア方針を統一する

14

日勤帯での利用者の状態から，夜間の急変を予測する

15

起こりうる症状を推察し，前もって医師に指示を仰ぐ

16

夜勤介護職に，利用者の急変の可能性を引き継いでおく

17

施設で行える医療行為について利用者と家族に説明する

18

延命処置に関する利用者と家族の希望を確認する

19

利用者の宗教的慣習や個人的信条の要望を取り入れる

20

利用者の趣味，嗜好，生活歴などを看取りのケアプランに反映する

21

意思確認が困難であっても，利用者の人柄から思いを推測しケアを模索する

日本看護研究学会雑誌 Vol. 39

平均値

標準偏差

3.11

0.66

2.98

0.69

3.01

2.97
3.14

2.96

2.94
3.03
3.05
2.97

3.16

3.15
3.20
3.21

3.14

3.36
3.39
3.36

No. 1

2016

2.91

2.97

3.00

0.71

（n ＝298）

α 係数

.948

0.68
0.59
0.66
0.63
0.68

.781

0.68
0.51
0.47
0.55

.810

0.56
0.56
0.63
0.54
0.61

.878

0.62
0.72
0.69
0.64

.823

特別養護老人ホームでの看取りの看護実践能力尺度の開発
表４

特養での看取りの看護実践能力因子と既存尺度との相関関係

基本的責務
倫理的実践
援助的人間関係
クリニカルジャジメント
看護の計画的な展開
ケアの評価

CNCSS

ヘルスプロモーション
リスクマネジメント
ケアコーディネーション
看護管理
専門性の向上質の改善
継続学習
悔いのない死へのケア

一般病棟の
看取りケア
尺度

癒しと魂のケア
苦痛緩和ケアの保証
情報提供と意思決定のケア
有効なケアの調整［注］***：p ＜ .001

（n ＝298）

看取り後の振り返り

入居者本意に沿った医療管理安寧な臨終に向
かう協働

予測準備的マネジメント

その人らしい最期へのケア.416 ***.454 ***.454 ***.513 ***.424 ***.503 ***.628 ***.508 ***.450 ***.542 ***.493 ***.515 ***.520 ***.494 ***.427 ***.491 ***.435 ***.476 ***.494 ***.480 ***.404 ***.487 ***.532 ***.519 ***.540 ***.472 ***.588 ***.536 ***.587 ***.579 ***.642 ***.580 ***.595 ***.471 ***.613 ***.457 ***.544 ***.541 ***.569 ***.480 ***.546 ***.589 ***.575 ***.504 ***.605 ***.539 ***.517 ***.442 ***.631 ***.542 ***.603 ***.539 ***.596 ***.579 ***.629 ***.533 ***.548 ***.523 ***.571 ***.616 ***.575 ***.467 ***.400 ***.518 ***.435 ***.553 ***.429 ***.517 ***.406 ***.524 ***.470 ***.606 ***.576 ***.525 ***.513 ***.494 ***.594 ***.505 ***.474 ***.531 ***.515 ***.491 ***.534 ***.519 ***.466 ***.565 ***.622 ***.516 ***.603 ***.612 ***ていることが確認された。一方，CNCSS（中山ら，2010）

義を裏づけたことを意味しており，回復の見込みがなく死

尺度（吉岡ら，2009）全体の Cronbach’s α 係数は .798をして支持されたことを示唆している。

存尺度についても，本研究における信頼性が保障されたと

２．特養での看取りの看護実践能力の特性

全体の Cronbach’s α 係数は .787，一般病棟の看取りケア

期が近い人に対する家族も含めた全人的ケアの評価尺度と示しており，尺度の妥当性検証のために選択した２つの既考えられる。

CNCSS（中山ら，2010）と開発した尺度との関連性か開発した特養での看取りの看護実践能力尺度の検証的因ら，特養での看取りの看護実践能力は，入居者との援助的子分析では，ほぼ許容範囲を示す適合度で収束し，５因子

人間関係の構築や看護の計画性，入居者本人の自律や意思モデルの各因子間の相関関係も示され，本研究における構を重要視すること，そして質の改善に向けた意識をもつこ

成概念妥当性が検証された。また，適合度の数値および変とに努めることによって，より高められていくことが示唆

数間のパス係数は，先行研究（大村ら，2015）で検証されされた。なかでも，特養での看取りの看護実践能力尺度

た必要度モデルと実践頻度モデルの数値とほぼ同等であっの【入居者本意に沿った医療管理】と，CNCSS（中山ら，た。このことから，開発した尺度は，特養で暮らす高齢者

2010）の【ヘルスプロモーション】との比較的強い関連性が苦痛なく安寧に最期を迎えるための看護実践能力の評価

は，看護におけるヘルスプロモーションの考え方が特養で尺度としての意味が裏づけられたと考えられる。

の看取りの看護実践能力に潜在すると解釈できる。つま開発した尺度と CNCSS との相関分析においては，0.1％

り，看取りの看護実践能力には，死の看取りといえども入水準で有意な正の相関が認められ，開発した尺度の基準関居者はわずかでも残された人生を最期まで自律的に生きる

連妥当性を確認できた。つまり，特養での看取りの看護実べきという，入居者の意思の尊重を重視する看護職の認識

践能力尺度は，基本的な看護実践能力を自己評価する尺度が潜在していると考えられる。この結果は，特養入居者のとしての外的基準に即した測定用具であることが裏付けら

意思確認や意思決定の支援に努力することが重要として，れたといえる。さらに，一般病棟の看取りケア尺度（吉岡

特養での終末期の看護アドボカシーの推進を訴える岩本・ら，2009）との相関分析においても，0.1％水準で有意な

南家・有松・森田（2007）の先行研究を支持している。

正の相関が認められ，本尺度の収束的妥当性を確認でき

一方，既存尺度との関連性が認められるなかでも，【安た。理論的に相関の高い概念として選出した一般病棟の看寧な臨終に向かう協働】と【看取り後の振り返り】の関連

取りケア尺度との関連は，本尺度が用いる看取りの概念定は比較的弱かった。【安寧な臨終に向かう協働】には，一

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特別養護老人ホームでの看取りの看護実践能力尺度の開発

般病棟にはほとんど配置されていない介護職との連携能力

能力は，それまでに培ってきた看護実践能力を駆使して，入も含まれている。生活支援の専門職である介護職は，死に居者の安寧な看取りのために試行錯誤しながら積み上げてき対する不安や恐怖心が強く，看護職がそのような介護職にた独自性をもった能力であると考えられる。そのため，本尺対する心理的サポートに努めることによって，看取りでの度の測定対象者の条件としては，基本属性にかかわらず看円滑な協働が可能となっている（大村，2013）。このよう取りを実践するすべての看護職であるといえる。本尺度は５な看護職の連携能力は，高齢者施設特有の人員態勢から生因子構造であるため，因子ごとの得点の算出も可能であり，じる能力であり，特養での看取りの看護実践能力の特性の看護実践の改善点や補足すべき能力が具体的に明確化され，一つであるといえる。

効率的な能力向上に役立てることが期待できると考える。

また，【看取り後の振り返り】は入居者の死後に行うケ

千葉・楠本・奥野・渡辺（2009）は，グループホームでアの振り返りであり，これも特性の一つといえる。このの終末期ケアにおける看護師の役割として，安楽を支える【看取り後の振り返り】は，先行研究での探索的因子分析

のみならず，医療態勢を整え，スタッフの質を支える役割

において抽出された他の因子よりも因子負荷量が最も高いが期待されていると述べており，本研究で明らかにした特第１因子であり，Cronbach’s α 係数が .9以上を示した因子

養での看取りの看護実践能力の構成要素と類似する内容でも，先行研究における必要度と実践頻度の測定から本研究ある。つまり，高齢者の人生の最期を支えること，いろいにおける能力評価を通して【看取り後の振り返り】のみでろな専門職と連携すること，看護師が医療面でリーダーあった。この結果は，看取りを数多く実践してきた研究対シップを発揮するべき環境にあること等の条件が同等であ象者の認識において，非常に重要な能力であると位置づけ

れば，特養だけでなくグループホームなどの高齢者施設でていることを示唆している。対象とした特養の看護職が，の看取りへの汎用性もあると示唆されている。

病院ほど医療整備が整っていない生活の場である特養において，ガイドラインに沿わない個別性の高い看取りのケア

Ⅳ．結を積み重ねてきた背景には，苦痛のない自然な臨終であっ論

たか，本人の意思が尊重され家族への援助は適切だった

１．特養での看取りの看護実践能力尺度は，高齢者が生活か，ご遺体は清潔でケアの効果は十分だったかなど，特養の場で施設において苦痛のない穏やかな臨終を迎えるたにおける医療者として本当にこのケアでよかったのかといめの看護職の全人的な看護実践能力の獲得度を測定する

う真摯な振り返りを一つひとつの看取りに対して行い，自尺度である。

らの死生観や看護観に反映させながらまた次の看取りに役

２．特養での看取りの看護実践能力尺度は，【入居者本意立てるという自己評価プロセスとしての看護実践能力を備に沿った医療管理】５項目，【安寧な臨終に向かう協働】

えていたと解釈できる。島田（2012）は，高齢者の終末期

４項目，【予測準備的マネジメント】５項目，【その人らケア終了後の振り返りの必要性について，死に至った原因

しい最期へのケア】３項目，【看取り後の振り返り】４が何かということではなく，入居者にとってふさわしい生

項目の５因子21項目で構成されている。

き方であったかという視点が大切であると述べている。そ３．特養での看取りの看護実践能力尺度は，信頼性および構のため，【看取り後の振り返り】は，特養で最期を迎えた

成概念妥当性，基準関連妥当性，収束的妥当性を備えている。

高齢者の QOL を生活の視点で評価する能力であるともい

え，ここが病院で迎える看取りとは異なる視点ともいえⅤ．研究の限界と今後の課題る。つまり，【看取り後の振り返り】は看取りの看護実践能力の核であるとともに，介護職をはじめ看取りにかかわ

本研究にあたり，対象者の条件を看取りの実践経験の豊るすべての援助者がもつべき倫理的指針であると考える。

富な看護職としており，臨床経験年数や資格に関する回答
傾向の差を比較していない点が研究の限界である。現在，特養の看取りの実践に関する施設側の方針は多様であり，３．尺度の実用性の検討
特養での看取りの看護実践能力尺度は，生活の場である看取りの看護実践能力は，施設の理念や規模，看取り実施

施設において，高齢者が苦痛のない穏やかな臨終を迎えるた

期間，協力病院の有無などの医療態勢の状況からさまざま

めの全人的な看護実践能力の獲得度が測定できることが確な影響を受けていると考えられる。そのため，影響要因の認された。本研究の対象者は，40歳代～50歳代で８年以上探究や看護職の経験年数や能力の差などについても比較検の病院および高齢者施設での臨床経験を有する看護師が半討が必要だと考える。しかし今回，母集団を増やして行っ数以上を占めており，ベナーのいう中級または上級看護師でた調査においても，開発した尺度は一定の信頼性および妥あるといえる。このことからも，特養での看取りの看護実践

当性が確認されている。今後は，特養に限定せず，グルー

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特別養護老人ホームでの看取りの看護実践能力尺度の開発

プホームや有料老人ホームなど，日本の高齢者の生活の場

皆さまと，ていねいなご指導をいただきました聖隷クリスである施設における本尺度の汎用性を確認し，活用の幅を

トファー大学の諸先生方に深く感謝申し上げます。

広げていきたいと考える。

本研究は，聖隷クリストファー大学大学院博士後期課程
看護学研究科に提出した博士論文の一部を加筆修正したも

謝

辞

のである。

本研究にあたり，ご協力いただきました特養の看護職の要

旨

目的：特養での看取りの看護実践能力尺度の信頼性および妥当性を統計学的に検証し，実用性を検討した。
方法：特養の看取り経験のある看護職298人を分析対象とし，開発した尺度の検証的因子分析と，既存尺度との相関分析を行った。
結果：開発した尺度の Cronbach’s α 係数の平均値は .848であり，内的一貫性が確認された。検証的因子分析では，許容範囲を示す適合度が確認された。開発した尺度と２つの既存尺度とは，高い水準で有意な相関が認められた。
結論：特養での看取りの看護実践能力尺度は５因子21項目で構成されており，信頼性および構成概念妥当性，基準関連妥当性，収束的妥当性を備えていた。また，多様な高齢者施設への汎用性が示唆された。

Abstract
Purpose: The aim of this study was to examine the reliability and validity of a scale developed to evaluate the degree of
nursing competence for end-of-life care in nursing homes, and to determine the practicality of its application.
Method: A total of 298 nurses working in nursing homes were evaluated in terms of their degree of nursing competence for
end-of-life care in nursing homes. The data collected were subjected to confirmatory factor analysis and correlation analysis.
Results: The average value of Cronbach’s alpha coefficient for the reliability of the scale was 0.848, which confirmed internalconsistency. Goodness of fit was verified via confirmatory factor analysis, and a significant correlation between the proposed
scale and an existing scale was observed.
Conclusion: Nursing competence for end-of-life service in nursing homes was evaluated in terms of 21 items relating to
5 factors identified as having reliability, construct validity, criterion-related validity and convergent validity. The results ofevaluation regarding nursing competence for end-of-life service in nursing homes suggested general versatility in various
facilities for the elderly.

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平成27年３月１日受付
平成27年８月25日採用決定

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−原

著−

がんサバイバーの心理的適応尺度の開発
─ 信頼性・妥当性の検討 ─
Development of the Scale on Psychological Adjustment of Cancer Survivors:
Study of its Reliability and Validity上田伊佐子１）２）

Isako Ueta

雄

西

智恵美３）

Chiemi Onishi

キーワード：がん患者，心理的適応，評価尺度
Key Words：cancer survivors, psychological adaptation, scales

緒

む人たちの HRQL 値は，心理的適応の如何に関係なく相言

対的に低く評価されてしまう。しかし，たとえば前立腺がんは近年では医療の進歩に伴い慢性疾患として位置づ

がん男性の自尊心を低下させるものは，性機能障害そのけられ，がんと診断された後も長期に生きることが可能にものではなく，そこからくる負担感であることが明らかなってきた。その半面で，がん患者は治療に伴う身体的苦にされている（掛屋・掛橋，2008）。また， Moch（1989）

痛や再発・転移のおそれ，不確かさ，家庭・社会生活でのが“health within illness”の存在を，Fitch（2008）ががん

役割変化，自己概念の変更などの多くの問題（Cappiello,

サバイバーはがん経験を通して成長できることを述べていス状況にある現状（Okamura, Yamawaki, Akechi, Taniguchi,

たり依存状態にあったとしても，認知的再評価（Lazarus「がんサバイバー」と表現されるようになってきた。このる存在であり続ける。そして，それに至るように支援する

Cunningham, Knobf, & Erdos, 2007）を抱えており，ストレるように，人はたとえ疾患や治療で身体的機能障害をもっ＆ Uchitomi, 2005）はいまなお変わらない。がん患者は& Folkman, 1984/1991, p.156）によって心理的に適応でき

用語は1985年の Mullan（1985, pp.270-273）の使用に始まことは看護の重要な役割であるといえる。しかし，このり，National Coalition for Cancer Survivorship（NCCS） の

心理的適応を評価できる尺度が現存しない。そのことは，を乗り越えて生きる主体者へと変換させたといわれていた２集団であっても，質的に調査しなおした結果では両者活動が，がん患者を単なる医療の受け手ではなく，がんQOL 尺度と抑うつ尺度を用いた調査では高低差がみられる（近藤・嶺岸，2006）。そして，がんサバイバーへの支のがん経験や適応促進因子には共通点があったことを明ら

援は実態調査や関係探索研究を経て，2000年以降はグルーかにした Clemmens, Knafl, Lev, & McCorkle（2008）の研究

プ社会心理学的介入プログラム（Cameron, Booth, Schlatter,からも読み取れる。

的な看護介入方法を構築する時代に入ってきている。

本 語 版 」（MAC） が 使 用 さ れ て い る が， こ れ は が ん 患

Ziginskas, & Harman, 2007）が開発されるなど，社会心理現 在， 日 本 で は「Mental Adjustment to Cancer Scale 日

これまでのがんサバイバーの社会心理学的側面の研者の「コーピングを測定する目的で開発された」（明智

究 の 多 く は， 健 康 関 連 QOL（health-related quality of life:

ら，1997，p.1066）ものであり，この原版（Watson, et al.,

定されてきた。HRQL の向上はがん医療の究極の目標で本のがん患者を対象にして「心配」を測定する尺度を作成

HRQL）や，不安や抑うつなどの精神医学的診断指標で測1988）は欧米で作成されている。Hirai, et al.（2008）は日はあるが，その概念定義はいまだ確立しておらず，身体機したが，がんサバイバーの心理的な帰結としての「適応」

能，心の健康，社会生活機能，健康状態に起因する日常役

状態を測定できる尺度は海外文献をみてもあまり見あたら割機能などの多次元的な要素が含まれている（Wilson &ない。以上のことから，がんサバイバーの主体的な生き方

Cleary, 1995）。そのため，たとえば抗がん剤の有害事象でを支えていく社会心理的看護介入に向けてエビデンスを蓄ある神経障害性疼痛のように，モルヒネにも抵抗性を示し積することが必要とされているまさにいま，心理的適応の治療法がいまだ確立されていない難治性の慢性疼痛に苦し

測定用具の開発が希求されているといえる。そこで本研究

１）徳島大学大学院保健科学教育部 Graduate School of Health Sciences, Tokushima University, Tokushima, Japan２）徳島文理大学保健福祉学部看護学科 Faculty of Health and Welfare, Tokushima Bunri University, Tokushima, Japan３）徳島大学大学院医歯薬学研究部 Institute of Biomedical Sciences, Tokushima University Graduate School, Tokushima, Japan
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がんサバイバーの心理的適応尺度の開発

では，がんサバイバーの心理的適応を測定する尺度を開発

質問項目を適切であると判断した。分析の結果，74項目がし，その妥当性と信頼性を検討することを目的とする。

適切であると判断され，これをがんサバイバーの心理的適 応 尺 度（The Scale on Psychological Adjustment of Cancer

Ⅰ．方Survivors：PACS）原案 -74とした。

法

３．予備調査による原案の修正

Ａ．用語の定義

2012年７～８月，乳腺，前立腺，女性生殖器，肺がんの①がんサバイバー：再発の徴候や症状がなく治療を終えた

男女35名に PACS 原案 -74を用いて調査した。有効回答29

長期寛解状態にある人（Carter, 1993, p.355）という見解（回収率82.9％）について表面妥当性を確認し，項目分析

がんサバイバーになり，一生サバイバーであり続ける」

果，６因子構造46項目が選定された。これを PACS 原案修がある一方で，NCCS は「がんと診断された瞬間に人は（Miller ／勝俣，2010，p. ２）と定義している。そこで本研究では，積極的な治療を受けている人だけではな

く，症状寛解後も医療を継続し続けるなど，がんから完
全に自由になれないでいる人への支援を視野に入れ「がんと診断され，何らかの医療を継続して受けている人」と定義する。

後，探索的因子分析による内的整合性を確認した。その結正版 -46とした。
Ｃ．本調査

１．研究協力者および調査期間
がんと診断され医療を継続して受けている人とした。がんの種類や病期，年齢，性別は問わないこととし，病名の②がんサバイバーの心理的適応：「がん診断に始まり，説明がされ，精神的に異常な混乱をきたしていない人としコーピングやがんを生きる経験を通して，自己との関係た。危機理論から鑑みて，がん，および再発の告知から６のもち方や他者との関係を強化しながら，自己のあり方

週間を経過していない人，および終末期患者や心身の苦痛や人生に対する見方に対してバランスをとったり変換しの強い人は除いた。３施設の外来において，2013年７月～たりする努力の結果であり，それはもとを取り戻すだけ

12月に調査した。

でなく，成長する・強くなるというポジティブな方向へと進むことができるプロセスである。そして，心理的適応の状態とは心理的安定や心理的 well-being が獲得され，がんとともに生きていくことができるようになっている状態をさす」と定義する。

２．調査用紙および配布・回収方法

PACS 原案修正版 -46（回答形式は「１：全く違う」～「４：全くそのとおりだ」の４段階）と，Hospital Anxiety andDepression Scale（HADS：Zigmond & Snaith, 1983/1993）

Ｂ．がんサバイバーの心理的適応尺度作成の過程
１．構成概念の抽出と質問項目の作成

を全員に調査し，それに加えて Quality of Life Questionnaire

for Cancer Patients Treated with Anticancer Drugs（QOLACD：江口ら，1993）を化学療法中の人からランダムに選

がんサバイバーの心理的適応の構成概念を得るために，んで調査し，選ばれなかった人と化学療法を受けていない

1989～2009年 の 欧 米 と 和 文 献 の90文 献 を Rodgers（2000）

人には MAC を調査した。属性は，がんの種類，年齢，配［ポジティブな］［バランスのある］［自己関与的な］［他者間，症状の身体状況，家族や家族以外に相談できる人がいとのつながりのある］［変換させる］［プロセス］の７カテるのかどうかについて尋ねた。

の手法を用いて概念分析した。属性として，［取り戻す］

ゴリが抽出された（Ueta, 2012）。これらを尺度の構成概

偶者，仕事，宗教の有無，治療状況，がん告知からの期病院責任者あるいは部署責任者に研究条件をみたす人を念とし，質問内容がわかりやすい表現になるように逆転項紹介してもらい，調査を依頼して同意の得られた人に質問

目を織り交ぜて，80の質問項目を作成した。

紙を手交配布した。調査用紙は設置した回収箱か郵送法にて回収した。無記名自記式質問紙調査とした。

２．がんエキスパートによる内容的妥当性の検討

ａ．HADS

がんサバイバーの心理的適応の質問項目としての妥当性

身体疾患を持つ患者に対して不安・抑うつをスクリーニンを検討するために，がん看護専門看護師とがん看護研究者

グする14項目，４段階尺度である。信頼性と妥当性は検証さ計10名のエキスパートによる質問紙調査を行い，専門的れ（Kugaya, Akechi, Okuyama, Okamura, & Uchitomi, 1998），

立場からの助言も得た。「１：全く適切でない」～「４：とても適切である」の４件法で回答を求め，Lynn（1986）の手法を用い，エキスパートの83％以上が３点以上とした
10

DSM-IIIR の大うつ病性障害を外的基準とした感度は82.4％，
特異度は96.3％である。本尺度と HADS は精神医学的に負の相関にあると期待できることから，HADS を採用した。

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がんサバイバーの心理的適応尺度の開発

ｂ．QOL-ACD
日本で開発された薬物療法中のがん患者の QOL を測定

Ⅱ．結果

する５段階尺度である。信頼性と妥当性は確認されてい301人 に 調 査 を 依 頼 し251人 か ら 回 答 を 得 た（ 回 収 率る（Kurihara, et al., 1999）。活動性，身体状況，精神・心83.4％）。有効回答は238（有効回答率97.6％）であった。

理状態，社会性21項目と１つの face 尺度の計22項目，総合

QOL と下位尺度ごとの評価ができる。

再テストで64人から有効回答が得られた。
Ａ．研究協力者の属性

ｃ．MAC

がんに対するコーピングを測定する40項目，４段階尺度である。信頼性・妥当性は検証されている。「Fighting

Spirit（FS）」「Helplessness/Hopelessness（H/H）」「Anxious

属性を表１に示す。平均年齢は65.1±11.2歳，56.3％が女性，がんの種類は乳腺28.6％，肺27.3％，消化器12.6％，19種類と多様であった。がん告知から平均48.3±64.6か月

Preoccupation（AP）」「Fatalism（F）」「Avoidance（A）」 のが経過し，化学療法中は58.4％，倦怠感を49.2％の人が有

H は 有 害 な コ ー ピ ン グ で あ る（Akechi, Okuyama, Imoto,

人が０か１であった。

５下位尺度から構成される。FS は心理的に有益な，H/Yamawaki, & Uchitomi, 2001）ことから，今回の心理的適応と関連があると推測して使用した。

していた。パフォーマンス・ステータス（PS）は９割のＢ．項目分析
欠損頻度が５％以上のセクシュアリティに関する内容をＤ．分析方法問う２項目を削除した。天井・フロア効果が認められた23

欠損値頻度，天井・フロア効果，修正済み項目合計相関

項目のうち17項目を削除し，がんサバイバーの心理的適応（I-T 相関），項目間相関分析，G-P 分析による項目分析をの概念上重要な項目である６項目については，ヒストグラした。探索的因子分析後に，検証的因子分析でモデルを作ムでの偏りが許容範囲内であると判断し，この時点では残成し共分散構造分析による適合度を確認した。適合度は，した。I-T 相関が .2以下は２項目あり，うち１項目は欠損

GFI（goodness of fit index），CFI（comparative fit index），

頻度で削除済みであったため，ここでは治療への納得を問た。尺度全体と各因子の Cronbach’s α 係数から内的整合性

総得点と各質問項目の相関係数は .28～ .71であり，削除該に疾患進行や治療変更などの変化がない場合に実施し，級141.6で高・低得点群に分け，t 検定で比較した。高得点群

RMSEA（root mean square error of approximation）を採用しう１項目を削除し，尺度の内部一貫性を確保した。尺度のを確認した。安定性を確認するために再テストを２週間後

当項目はなかった。G-P 分析として，尺度の総得点平均の内相関係数（ICC：intra-class correlation coefficients）で算出した。妥当性を検討するために PACS と HADS，QOL-

ACD，MAC との相関をみた。概念分析の属性と下位因子の構成から内容的妥当性を検討し，さらに HADS，QOL-

ACD，MAC の下位因子との（非）類似性をグラフィカルに確認するために多次元尺度法を用いた。統計解析には『SPSS Statistics 22.0J』，『Amos 19.0J』を使用した。
Ｅ．倫理的配慮

の平均は157.7±11.3であり低得点群124.2±14.0よりも有意に高く（p ＜ .001），項目と総得点が適切に対応していることを確認した。以上，重複を整理して19項目を削除し，27項目とした。
Ｃ．探索的因子分析と因子の命名
27項目を主因子法，プロマックス回転により探索的因子
分析し，表２に示した。スクリープロットで４～５の傾きが大きく，固有値が１以上となる４か５で因子数を検討し本研究は，徳島大学病院臨床研究倫理審査委員会（承認番号：1755）と徳島赤十字病院内倫理委員会医療審議部
会（承認日：2013年７月１日）の承認を受け実施した。研た。標準偏回帰係数を .45以上とし，複数の共通因子の影響を排除した単純構造となるように，他の因子に .30以上の負荷量がある項目を削除した。α 係数の変化も確認し究協力依頼の際には研究者が研究内容を説明し，調査を行

項目を選定した。この過程で身体機能喪失，家族や医療うにあたっての問題がないかどうか研究協力者の反応を注者，ソーシャルサポートに関する心理状態の質問が削除さ

意深く観察した。同時に，研究参加の任意性と中断（撤れた。最終的に18項目４因子構造を採用し，これを「がん回）の自由および個人情報保護・匿名性の保証，データのサバイバーの心理的適応尺度」（PACS）とした。全体得

保管・廃棄，治療や看護との無関係性，研究成果の公表について文書を用いて説明し，署名にて研究協力の同意を得た。MAC の使用にあたっては，研究者が直接に尺度作成者に使用許可を申し出て，許可を得た。

点による Kolmogorov-Smirnov 検定の結果，帰無仮説が保留されて正規分布であるとみなすことができた（D ＝ .70，

KS ＝1.08，p ＝ .193）．

各因子の解釈は次のとおりである。第１因子は，自分の日本看護研究学会雑誌 Vol. 39

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11

がんサバイバーの心理的適応尺度の開発
表１

対象者の概要n ＝238

（％）

n

がんの部位
乳腺

68 （28.6）

肺大腸・直腸・胃・食道・膵臓
子宮・卵巣
前立腺

ていないことを示すことにした。第２因子は，がんととも

26 （10.9）（9.2）に生きる自分を受け入れてコントロールするなど，いまの22

自分をアイデンティティとして組み込んでいることから

13

属性
女性
あり
なし（含死別）就労ありなし（含休職）宗教ありなし

家族の相談者ありなし
無記入

家族以外の相談者

あり
なし
無記入
あり
なし

分子標的治療薬

あり
なし

放射線治療

あり
なし

ホルモン治療

あり
なし

症状
痛み

あり
なし

倦怠感

あり
なし

末梢神経障害

あり
なし

吐き気

あり
なし

その他の症状

あり
なし

PS

0

年齢
がん告知からの月数

12

（5.9）
（5.5）

第３因子は，がんになったことに意味を見出し，その経験から成長し新しい自分に気づくという，がん経験を通して185 （77.7）る】と命名した。第４因子は，がんの告知によって一時は134 （56.3）

より強くなった心理状態を示しており【成長した自分がい53 （22.3）

途切れ，あるいは失いかけていた自己や生活・役割意識を

85 （35.7）

151 （64.3）
56 （23.5）

182 （76.5）
229 （96.2）
6
3

（2.5）
（1.3）

181 （76.1）
52 （21.8）5（2.1）

139 （58.4）
99 （41.6）
21

（8.8）

217 （91.2）
34 （14.3）

204 （85.7）
62 （26.1）

次第に取り戻している心理状態を示していることから【自分を取り戻している】と命名した。
Ｄ．検証的因子分析
探索的因子分析の結果に基づく仮説モデルを図１に示した。抽出された４因子からそれぞれ該当する項目が影響を受け，すべての因子間に共分散を仮定したモデルで分析を行ったところ，GFI ＝ .898，AGFI ＝ .865，CFI ＝ .935，

RMSEA ＝ .057であり，パス係数はすべて .4以上（p ＜ .001）であった。以上，仮説モデルは統計学的な許容水準を満たし，探索的因子分析を支持した。
Ｅ．信頼性の検討
尺 度 全 体 の Cronbach’s α 係 数 は .87， 各 下 位 因 子 は.81～ .85であり，内的整合性が確認できた。なお，逆転項

176 （73.9）

目のみで構成された第１因子については，読み替えていた

46 （19.3）の級内相関係数は【がんとともに生きる自分を受け入れて192 （80.7）
117 （49.2）
121 （50.8）
100 （42.0）
138 （58.0）
27 （11.3）

211 （88.7）
65 （27.3）

173 （72.7）

105 （44.1）

1

112 （47.1）

2

11

3

10

平均 ±SD【がんとともに生きる自分を受け入れている】と命名した。

104 （43.7）

治療
化学療法

れたことから，以後は逆転項目としての得点の読み替えを

30 （12.6）

その他

配偶者

いる】と命名した。この因子はすべてが逆転項目で構成さやめて，この因子得点が高いほど心理的適応がうまくいっ14

男性ていない状態を示す項目から構成され【うまくやれないで

65 （27.3）

腎臓・膀胱・尿管性別

魅力の喪失や不全感，孤独感など心理的適応がうまくいっ

（4.6）
（4.2）

65.1±11.2 （35～90 歳）

48.3±64.6 （２～404か月）

得点をもとの値に戻して α 係数を計算した。再テストといる】は .83（95％信頼区間：.71～ .89），【成長した自分がいる】は .74（.57～ .84），【自分を取り戻している】は【うまくやれないでいる】は .73（.56＝ .84）
.88（.80～ .93），
であり，安定性が確認できた。
Ｆ．妥当性の検討
概念分析の属性と下位因子との構成を確認した。当初の７属性は最終的に４因子になった。［ポジティブな］に属していた質問項目は【成長した自分がいる】に，［取り戻す］と［プロセス］に属していた項目は【自分を取り戻している】に，［バランスのある］［自己関与的な］［変換させる］に属していた項目は【がんとともに生きる自分を受け入れている】に集約された。［他者とのつながりのある］に属していた項目は分析過程で「孤独だ」のみに減じてお日本看護研究学会雑誌 Vol. 39

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がんサバイバーの心理的適応尺度の開発
表２

がんサバイバー心理的適応尺度（PACS）の因子分析
標準偏回帰係数

因子名・項目n ＝238

第１因子

第２因子

第３因子

第４因子

.775

－.224

.159

－.072

.663

.152

－.157

第１因子（６項目）【うまくやれないでいる】α＝0.81
36．病気で自分の魅力が失われてしまった.707

16．症状に対して自分ではどうすればよいのかわからないでいる
46．先が見えない現実に心が折れている.652

39．生きる目的を取り戻せないでいる
22．やりたいことと，できないことのバランスがとれないでいる
第２因子（５項目）【がんとともに生きる自分を受け入れている】α＝0.81
23．がんであることを受け入れている

－.100

.086

.777

.117

.679

－.119

17．がんであっても自分らしくいられる
31．治療も今の生活の一部として取り入れている.012

26．がんとどのようにつきあっていくかは自分しだいだ－.046

40．気持ちをコントロールできている
第３因子（４項目）【成長した自分がいる】α＝0.83
34．がんになったことに意味を見いだしている
９．今の方が，満たされていると感じている
第４因子（３項目）【自分を取り戻している】α＝0.85
６．社会や家の中での自分の役割を取り戻している
４．だんだんと気持ちが回復してきている（因子間相関）第２因子
第３因子
第４因子
注１）主因子法－プロマックス回転
注２）標準偏回帰係数を0.45以上とした。１項目に複数の因子が0.45以上である場合は削除した。

.080

.045

－.067

.022

－.042

.083

.161

.577

.198

－.077

－.011

.665

.096

－.020

.360
.194
.462

.060

.024

.783

－.066

７．ふだんの生活を取り戻している

－.022

－.011

.091

.107

－.042

.690

.545

－.156

－.205

.016

.056

25．今まで気づかなかった自分の内面の強さに気づいた

－.056

.128

－.005

－.022

15．がんに向き合ってきて，人として成長した

.266

.634
.504

29．孤独だ

－.068

.674

.110

－.155

－.019

.058
.165

.617

－.099

－.096

－.017

1.028

.154

.161

.516

.165

－.035

.537
.505

.001

.834

.498

り，逆転項目として作成した項目とともに【うまくやれな
いでいる】を構成した。属性の枠組みを超えての他因子へがんとともに生きる
自分を受け入れているの散らばりはなかった。
尺度因子間の相関を表３に示した。PACS の【がんとともに生きる自分を受け入れている】【成長した自分がいる】【自分を取り戻している】の３因子は，MAC の FS成長した自分がいると有意な正の相関を示した一方で，MAC の H/H および

HADS の不安および抑うつとは有意な負の相関を示した。
QOL-ACD との関連では「社会性」と【成長した自分がいる】を除くすべての項目で有意な正の相関が認められ自分を取り戻している

た。一方で【うまくやれないでいる】は他の PACS ３因子とは負の相関を示したほか，MAC の FS および QOL-ACDのすべてとは負の相関，MAC の FS を除く４因子および

HADS の不安および抑うつとは正の相関があった。【がんうまくやれないでいるとともに生きる自分を受け入れている】【成長した自分がいる】【うまくやれないでいる】は MAC の F と有意な正

GFI ＝ .898，AGFI ＝ .865，
CFI ＝ .935，RMSEA ＝ .057

図１の相関を示した。

PACS のモデルを仮定した共分散構造分析による標準化推定値

多次元尺度法での出力を図２に示した。これは類似したものを近く，そうでないものを遠くに配置する手法である

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がんサバイバーの心理的適応尺度の開発
表３

PACS

（n ＝238）

HADS（n ＝238）

QOL-ACD（n ＝103）MAC（n ＝126）

がんサバイバーの心理的適応尺度（PACS）と HADS，QOL-ACD，MAC との相関

がんとともに生きる
自分を受け入れている
成長した自分がいる.553 ***
自分を取り戻している.471 ***
うまくやれないでいる－.276 ***
不安－.403 ***
抑うつ－.411 ***
活動性.205 *
身体状況.283 **
精神・心理状態.537 ***
社会性.431 ***
全体的 QOL.296 **QOL-ACD 合計.459 ***Fighting Spirit（FS）.649 ***
Helpless/Hopeless（H/H）－.315 ***
Anxious Preoccupation（AP）.053
Fatalism（F）.256 **
Avoidance（A）－.034

注）Pearson の相関係数

PACS成長した自分がいる

自分を取り戻している うまくやれないでいる.507 ***－.191 **－.187 **－.315 ***
.196 *.221 *.368 ***.101.239 *.287 **.707 ***－.260 **
.086
.301 ***.139－.375 ***－.313 ***－.453 ***
.504 ***.357 ***.374 ***.443 ***.470 ***.574 ***.506 ***－.420 ***
－.111
.098
.001

.529 ***.573 ***－.288 **－.206 *－.326 ***－.449 ***－.449 ***－.431 ***－.222 *
.814 ***.545 ***.377 ***.229 *****P ＜0.001 **P ＜0.01 *P ＜0.05

ことから，PACS と他尺度との（非）類似性を距離や布置から見ることができる。PACS と HADS は横軸において正負別の領域に位置した。QOL-ACD との関係では【成長した自分がいる】【自分を取り戻している】は「身体症状」「活動性」と横・縦軸ともに真逆に位置し，「精神・心理状
態」とは横軸で別領域に位置した。MAC との関係では，

FS と【成長した自分がいる】【自分を取り戻している】は横軸で別領域に位置し距離も遠いことから，これらは弁別すべきであると解釈できた。一方で【うまくやれないでいる】は QOL-ACD および PACS の他３因子とは異なる次元に位置し，MAC の H/H とは同じ領域，AP および F との距離も近かった。Kruskal’s Stress 値は .003～ .014，分散を示す RSQ はいずれも .99以上であり，この解の妥当性および99％以上の説明力を示した。

Ⅲ．考察

Ａ．がんサバイバーの心理的適応尺度（PACS）の信頼性と妥当性

PACS 全体および下位因子の Cronbach’s α 係数はいずれも .8以上を示しており，十分な内的整合性を確認することができた。再テストは64人と減じたが，２週間後，疾患進行や治療変更などの変化がないことを確認するなど時間的な安定を確保した。それによって算出した級内相関係数か
らは尺度の安定性を確認できており，この点からも PACS

図２

14

多 次 元 尺 度 法 に 基 づ く PACS，HADS，QOL-ACD，
MAC 下位因子の配置図の信頼性は確保できたと考えられる。

妥当性については，まず尺度原案の作成段階でがん看護

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がんサバイバーの心理的適応尺度の開発のエキスパートから内容的妥当性について４件法を用いたら構成されていることが示された。

客観的な判断を得たこと，がんサバイバーの心理的適応の

既存の他尺度との非類似性から特性をみると，多次元構成概念と尺度作成後の下位因子との間で整合性がみら尺度法で【成長した自分がいる】【自分を取り戻していれたことから，内容的妥当性が確認できたと考えられる。

る】は，QOL-ACD の「精神・心理状態」および MAC の

HADS，QOL-ACD，MAC との相関からの妥当性も確認できており，特に精神医学的診断を示す不安・抑うつと負FS と違う領域に位置し距離も離れていた。つまり，これらには関連はあっても弁別されるべき特性を有しているとの関連が強く示されたことは，PACS が心理的適応の内容

とらえることができる。なかでも【成長した自分がいる】

多次元尺度法からも下位尺度間の（非）類似性は視覚的に相関を示さなかった。この【成長した自分がいる】は，社

解釈可能な位置関係を示しているといえる。さらに検証的会的機能には影響を受けず，その人らしく主体的に生き抜

因子分析でのモデルの適合度も良好であり，統計学的な説

くというがんサバイバーの心理的適応の概念の特性を色濃を測定するものとして説得力のある結果が得られている。

は QOL-ACD の「社会性」との間で，今回唯一，有意な明力も有したことから，PACS は構成概念妥当性を確保しく表す核心的なものであると推測できる。さらに【がんとていることが支持された。

ともに生きる自分を受け入れている】【成長した自分がいＢ．がんサバイバーの心理的適応尺度を構成する因子の特性

る】は MAC の FS 以外に F とも正の相関があった。F は人

今回，抽出された PACS を構成する４因子のうち心理的適応が良好なことを示したのは３因子であり，次のよう生を統合する発達段階にある高齢患者が多用する（Lampic,

Wennberg, Schill, Glimelius, Brodin, & Sjödén, 1994）という報告があるが，この２つは，FS のようながんに立ち向かな特性を有していた。その一つは【がんとともに生きる

う闘志だけではなく，がんと向かい合うなかでときには柔自分を受け入れている】である。がんサバイバーが治療

軟に受け流すこともしながら醸造してきた「しなやかさ」

によって喪失した身体機能（ Desnoo & Faithfull, 2006）やを含んだ心理状態であると解釈できる。以上，PACS のこ

まく折り合いながら（片山・小笠原，2008），バランスをの，それらとは異なるがんサバイバーとしての特性を有しアイデンティティの変更を受け入れ（Zebrack, 2000），うれら３下位因子は既存の QOL や MAC と関係はあるもの見つける（Persson & Hallberg, 2004）ことで心理的安定をていることが示唆された。

（1993, p.358）は「がんと和解する（came to terms）」といして用意した質問から構成された。PACS の他の３因子お得ていることが明らかにされている。この様相を Carter

う言葉で表現しており，がんである自己との関係性に折り合いをつけて安定性を得る，このこころの状態はがんサバイバーの心理的適応の重要な特徴を示しているといえる。また，がんサバイバーはがんの診断で一度は失われかけた自分を取り戻すことができるようになるといわれてい一方で，【うまくやれないでいる】は当初に逆転項目とよび QOL-ACD の全下位因子，MAC の FS とは負の相関を，HADS の不安・抑うつおよび MAC の H/H，AP，F，A とは正の相関を示した。多次元尺度法でも H/H と同じ

領域，AP および F との距離も近く，無力感や絶望感，予期的な不安，あきらめなどのネガティブな感情を含有したる。それは生活（Drake, Falzer, Xistris, Robinson, & Roberge,

心理的適応がうまくいかない様相を反映していると解釈で営みのほか，生きる意志（Ferrell & Dow, 1996）や生きるとにより，PACS ではネガティブな状態も把握することがet al.（2008, p.195） は「getting back to normal（ 正 常 に 戻Ｃ．がんサバイバーの心理的適応尺度の意義

2004）や仕事（Amir, Neary, & Luker, 2008）などの日常のきる。今回この【うまくやれないでいる】が抽出されたこ目的（Dow, Ferrell, Haberman, & Eaton, 1999）をも含む。Amir,

可能になった。

る）」ということばでそれを表現しており，今回の抽出された【自分を取り戻している】がそれに相当すると考えら

今回の PACS の開発過程で，セクシュアリティや身体機れる。そして，がんサバイバーは，がん罹患や生きてい

能喪失，周囲からの支援などで影響を受ける心理状態を示る意味を探ることで自己を成長させて苦しみを乗り越えす質問は削除された。これは個人によって差が大きいこと（Lin, 2008），がんを切り抜けてきた経験は人をより強くが原因ではないかと考えられる。最終的にはがんサバイ（Persson & Hallberg, 2004），より成長させる（Peck, 2008）

バーががんとともに生きる自分とどのように向き合うかことが明らかになっている。この【成長した自分がいる】

といったコーピングの結果としての心理的適応状態を示

は，がんになる前の状態に戻るという次元を超えて，よりす質問に精製された。しかもそれは，QOL の精神・心理

ポジティブな方向に自分を成長させているがんサバイバーの力強さといえるだろう。以上，PACS は先行研究のがん

サバイバーの心理的適応上の解釈とも合致している因子か状態や MAC の FS とは弁別される特性を有していた。がんである自己との関係性に折り合いをつけた【がんとともに生きる自分を受け入れている】状態や，がんになる

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がんサバイバーの心理的適応尺度の開発

前と同様に【自分を取り戻している】，さらにポジティブ

がんサバイバーを対象にして開発された測定ツールであるに【成長した自分がいる】と思える状態などは，前述したということを認識したうえで活用し，その有用性を検証し文献（Peck, 2008）の裏づけからもがんサバイバーの心理ていく必要がある。また，がんの種類や病期，生殖や機能的適応を特徴的にとらえたものであるといえる。ここに，喪失に絡む問題なども心理的適応に影響すると考えられる

PACS が現存の HRQL 尺度や不安・抑うつ尺度，コーピン

ことから，それらを反映できる項目も必要となるであろ

グ尺度では測りきれなかったがんサバイバーの心理的適応う。18項目を核として，今後は，がんの種類や病期，男女に特化した尺度としてのオリジナリティがあるといえる。

の特徴を加味した質問をモジュールとして加えたものを追がんサバイバーの心理的適応の状態を測定できる尺度が開加し，がんサバイバーの心理的適応がより個別的に把握で発されたことから，今後は PACS 得点を従属変数とした関

きるように検討を重ねていくことが課題である。

係探索研究を進めることにより，がんサバイバーの心理的適応への介入の視点を見出すことが可能になる。また，

Ⅴ．結

PACS 得点を看護介入の成果評価として適用することによ論り，がんサバイバーの主体的な生き方への支援が促進され今回，がんサバイバーの心理的適応を測定する尺度の開ていくことが期待できる。PACS は日本のがんサバイバー発を試みた。その結果，18項目，【がんとともに生きる自が比較的回答しやすい文章表現になっており，また，がん分を受け入れている】【成長した自分がいる】【自分を取りの種類や年齢，性別を問わず幅広い層での使用が可能であ戻している】【うまくやれないでいる】の４下位因子からると考える。

なる PACS が作成された。本尺度は一定の信頼性と妥当性を備えた尺度であることが確認されたことから，今後，臨床で活用されるなかで，がんサバイバーの心理的適応を測Ⅳ．本研究の限界と今後の課題

定する有用な尺度になり得ることが示唆された。

分析段階で削除された項目のなかには，がんサバイバーの重要な心理的状態を示す内容であるにもかかわらず，弁謝

辞

別力が低いために削除となる項目が含まれていた。今回は本研究を進めるにあたり，ご協力くださいました研究協

比較的病状が安定した人を対象に調査をしており，この18

力者の皆さま，研究のための場を提供していただきました

項目でがんサバイバーの心理的適応を網羅しているとは言施設の関係者の皆さまに心より感謝申し上げます。

い難い。したがって，終末期およびがんの告知直後を除く

要旨

本研究の目的はがんサバイバーの心理的適応を測定する尺度（The Scale on Psychological Adjustment of Cancer

Survivors：PACS）を開発し，信頼性，妥当性を検討することである。概念分析とがんエキスパートによる内容的妥当性の検討，予備調査により74項目の原案を作成し，がんサバイバーに調査した。有効回答238を分析した

結果，18項目４因子【がんとともに生きる自分を受け入れている】【成長した自分がいる】【自分を取り戻している】【うまくやれないでいる】の尺度が作成できた。Cronbach’s α は .87と内的整合性を示し，再テストによる安定性，基準関連妥当性，検証的因子分析による構成概念妥当性も確認できた。以上，PACS は一定の信頼性と妥当性を確保しており，今後，臨床の活用でがんサバイバーの心理的適応を測定する有用な尺度になり得ることが示唆された。

Abstract
The purpose of this paper is to develop the Scale on Psychological Adjustment of Cancer Survivors（PACS）and analyse
its reliability and validity. We prepared a temporary scale consisting of 74 items based on a concept analysis with expert
examination of the content validity, as well as a pilot study. The subjects of the analysis were 238 cancer survivors. Factor;
analysis extracted the following four factors, comprised of 18 total items:“accepting myself as a patient living with cancer”“feeling personal psychological growth”“; regaining myself ”; and“experiencing a lack of well-being”. The reliability of thescale was confirmed by a Cronbach’s α internal consistency reliability coefficient of .87 for the 18 items. Test-retest reliability
and criterion-related validity were almost satisfactory for all areas. Confirmatory factor analysis was conducted by analysing
covariance structures, and the hypothesised statistical model was found to fit the actual data. In conclusion, the reliability and16

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がんサバイバーの心理的適応尺度の開発

validity of the PACS were confirmed, and this scale may be suitable for use with cancer survivors, though further refining of
the scale is necessary.

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日本看護研究学会雑誌 Vol. 39

平成27年５月12日受付
平成27年９月30日採用決定

No. 1

2016

17

−原

著−

産褥１か月の貧血改善を妨げる影響要因
Factors Working against Alleviation by the 30th Day Postpartum
小檜山

敦

子

Atsuko Kobiyama

鈴

木

英

Eiko Suzuki

子

髙

山

裕

子

Yuko Takayama

キーワード：褥婦，貧血，自己管理能力，欠食
Key Words：postpartum, anemia, self-management skills, skipping meals

緒

食事療法を行う方針を示し，厚生労働省も食生活で必要な言

貧血改善のための提案をしている（厚生労働省，2006；村妊娠に起因する貧血を妊婦貧血といい，そのうち最も多上，2006；黒川，2011）。

いのは鉄欠乏性貧血である（荒木，2012）。これまでの国

しかし，貧血改善のための食事の知識はあっても，非妊内外の研究で，妊婦貧血は早産や分娩時多量出血（Lone,

時から鉄分を摂取する食習慣のない女性が，以前の食生活報告されており，産褥期においては産後うつ病（Corwin,

瀬ら，2008）にあると考えられる。妊産褥婦に対する保健分泌不全（北東・熊谷・塩見・岩谷，1999），感染症（Farag,

崎・田中・小河原；2005），いかに優れた指導内容が提供

Qureshi, & Emmanuel, 2004; Beard, 2000）を引き起こすとを見直し貧血を改善する行動をとることは困難な状況（赤，乳汁
Murray-Kolb, & Beard, 2003; Khalafallah, et al., 2012）

指導の徹底は困難であり（田中・斉藤，2007；伊藤・山Stoltzfus, Khalfan, & Tielsch, 2007）などと関連があると報告されたとしても，その指導内容を実行し，継続しなければ

Dash, & Kumar, 1996） や 鉄 欠 乏 状 態 の 新 生 児（Morton,

が保健指導の内容を実践していくためには，対象者自身がされている。さらに，低出生体重児（Singla, Tyagi, Shankar,

意味がない（大水・江川・中村・島田，2010）。妊産褥婦

Nysenbaum, & Price, 1988）の発症率を高めるなど，新生正しい知識をもち，自らがその保健指導の内容を実施しよ

児への影響も報告されている。産褥１か月経っても貧血がうとする態度に加え，行動を管理するための自己管理能力

改善しない褥婦は，貧血によって身体の回復や育児活動等（高橋・中村・木下・増居，2000）が必要である。

の安定が遅れ，疲労の増大の原因（堤，2003；早乙女・村

国内における先行研究では，妊産婦の貧血に対する具体

上，2006）でもあるため，貧血を改善していくことは重要的問題点（坂本・兼宗・工藤，2011）や，妊産婦の貧血指である。

導内容の検討（白石ら，2009；赤瀬ら，2008），貧血に対「国民健康・栄養調査」（厚生労働省，2013）の結果によする妊婦の意識（豊瀬・松浦，1996）などの貧血指導に関ると，成人女性では鉄不足が報告されており，約17％に貧する研究が多数行われている。このように，多くの研究が血の疑いがあるとされている。さらに，若い女性の多くみされているにもかかわらず，産褥１か月の貧血非改善に関られるダイエットや偏食なども貧血を助長することから，する研究は少なく，非妊時・妊娠期・産褥期それぞれ統合

従来に比べ現代女性は妊娠・出産によって貧血になりやす

して影響要因を検討したものは見当たらなかった。

く，貧血が改善されにくい条件が多く揃っている。

そこで本研究では，産褥３日目に貧血と診断された褥婦

妊婦貧血の治療として，諸外国では妊娠中からの貧血予の１か月後の貧血非改善に非妊時・妊娠期・産褥期それぞ防のための鉄剤の投与とその効果についての報告（Allen,

れの各期，および統合した影響要因を明らかにすることを

2000; Abdullahi, Gasim, Saeed, Imam, & Adam, 2014）が多く目的とした。

みられる。従来より，日本においては産褥１か月までには貧血が改善されるといわれており（藤田・村山・田間・我Ⅰ．研究方法部山，2004），渡辺・稲葉（2002）はヘモグロビン値９～11g/dL，平均赤血球容積（mean corpuscular volume: MCV）
85～100μm の場合は積極的な経口 Fe 製剤の投与は行わず
3

１．用語の操作的定義①貧血のある褥婦：産褥３日目の検査にてヘモグロビン

国際医療福祉大学大学院医療福祉学研究科

Graduate School of Health and Welfare Sciences, International University of Health and Welfare Graduate School
日本看護研究学会雑誌 Vol. 39

No. 1

2016

19

産褥１か月の貧血改善を妨げる影響要因

11.0g/dL 未満の褥婦②貧血が改善した褥婦（文中では改善群とする）：貧血のある褥婦が，産褥１か月健診の調査時に検査にてヘモグ

義尺度は Pearson の χ2検定を用い，連続尺度は単変量ロ
ジスティック回帰分析を行った。

③貧血非改善に及ぼす影響要因を明らかにするために，貧ロビン11.0g/dL 以上に回復した褥婦

血非改善の有無を目的変数とし，非妊時・妊娠期・産褥る）：貧血のある褥婦が，産褥１か月健診の調査時に検明変数を用い，多重ロジスティック回帰分析（変数増加

査にてヘモグロビン11.0g/dL 未満と回復に至らず，貧血法：Wald 検定）を行った。

③貧血が改善に至らなかった褥婦（文中では非改善群とすが継続している褥婦

期ごとに上記の単変量解析で有意水準 .2以下であった説④すべての期間のなかで最も強く貧血非改善に及ぼす影響
要因を明らかにするために，非妊時・妊娠期・産褥期の各期で有意であった変数（個人属性，貧血に関する情２．研究対象研究対象施設は首都圏にあり，さまざまな条件から治療報，栄養指導内容の遵守，家族形態・支援者，自己管理方針，指導内容等が類似している５つの産科施設とした。

能力）を説明変数，貧血非改善の有無を目的変数として調査対象者は貧血に関連する既往歴や妊娠期合併症がな

多重ロジスティック回帰分析（強制投入法）を行った。

く，産褥３日目に貧血があり妊娠期・産褥期に栄養指導を⑤産褥期の鉄剤の処方の有無による層別解析を行った。

受け，さらに産褥１か月健診時に採血し，このおりに同意⑥統計解析には，統計解析ソフト『SPSS Statistics 21.0』をが得られた褥婦246人とした。調査期間は，2013年５月８用いた。

日～2013年７月31日とした。
５．倫理的配慮
本研究は筆者の所属する大学の倫理審査委員会で承認を

３．調査方法調査の実施の手続きとして，対象者へは医療スタッフを得た（2013年４月15日，承認番号12-247）後，研究対象施通じて研究説明文書，同意書，同意撤回書，質問紙，個別設の院長に倫理的配慮に関する内容を記載した書類を提出

封筒を配布し，自記式質問紙に記入後，回収ボックスに同し，研究対象者へ研究の趣旨等を文書により説明し，調査

意書および質問紙の投函を依頼した。書面で同意が得られを開始した。研究対象者の研究協力に関する承諾は同意書た対象者のカルテからの情報収集は医師の指示のもと行っをもって同意されたものとし，研究対象者の自由意思に基た。

づくようにした。研究への協力を拒否した場合でも不利益

質問紙およびカルテ調査の内容は表１～２に示した。産を被らないこと，いつでも中止できること，個人特定や施褥１か月のヘモグロビン値から貧血非改善の有無を目的変設が特定されないことを文書で告知した。調査内容のデー

数とし，その他の変数を説明変数とし，これを概念枠組み

タ化は施設内で行い，外部には持ち出さず，データ入力後，とした。

個人情報が記載された保存媒体（以下，USB）は個人情報自己管理能力の測定に関しては，高橋ら（2000）によとの連結を不可能にした。個人情報の取り扱いには十分配る自己管理スキル尺度（self-management skill：SMS）10項

慮し，外部に漏れないように厳重に保管・管理を行った。

目を使用した。得点は10点から40点までの間である。再検 査 法 に よ る Pearson の 相 関 係 数 は .86， 内 的 一 貫 性 は

Ⅱ．研究結果Cronbach 信頼係数 α は .75と報告されている。本研究では，Cronbach 信頼係数 α は .90，Guttman の折半法信頼係

１．対象者の特性と貧血非改善作成者である千葉大学教育学部の高橋浩之教授から承認をあった。このうち SMS 尺度に欠損や重複のない者を有効数は .87であった。なお，SMS 尺度の質問紙使用に際し，得た（2013年２月12日）。

対象は246人であり，回収数は215人（回収率87.4％）で回答とし，211人（85.7％）を解析の対象とした。５施設の回収率は65.0～98.6％と病院間には差がなく，また，病院間の貧血非改善率にも有意な差はなかった。

４．分析方法①対象の特性を明らかにするため，記述統計を算出した。
②産褥１か月の貧血非改善に及ぼす影響要因を明らかにするために，まず貧血非改善の有無を目的変数とし，説明かった。

変数は個人属性，貧血に関する情報，栄養指導内容の遵

本研究の対象者褥婦211人は，産褥３日目の検査にてヘ

守，家族形態・支援者，自己管理能力の枠組み（表１～モグロビン11.0g/dL 未満の貧血であった。産褥１か月健診

２）から起こした影響要因と考えられる変数とした。名20

対象者の平均（±SD）年齢は32.6±3.4歳であった。初産婦が117人（55.5％）であり，早産，過期産の者はいな

時に採血した結果，有効回答のあった褥婦211人中，改善

日本看護研究学会雑誌 Vol. 39

No. 1

2016

産褥１か月の貧血改善を妨げる影響要因
表１

質問紙の構成内容

変数

質問項目または値

最終学歴

高校卒業未満・高校卒業・専門学校卒業・短期大学卒業・大学卒業以上

喫煙経験

有／無

飲酒経験

有／無

ダイエット ‡ の経験

有／無ダイエット ‡ 回数

１～３回・４～６回・７回以上

BMI

計画妊娠

低体重（18.5未満）・ふつう（18.5以上25未満）・肥満（25以上）

計画妊娠・予定外の妊娠

Ⅰ：散歩，買物など比較的ゆっくりした１時間程度の歩行のほか，大部分は座位での読書，勉強，談話，また，座位や横になってのテレビ，音楽鑑賞などをしていることが多い．

非妊時

身体活動レベル †Ⅱ：通勤，仕事などで２時間程度の歩行や乗車接客，家事等立位での業務が比較的多くほか大部分は座位での事務，談話などをしていることが多い．
Ⅲ：Ⅱの生活内容に加え，１日１時間程度は速歩やサイクリングなど比較的強い身体活動を行っている場合や，大部分は立位での作業であるが１時間程度は農作業，漁業などの比較的強い作業に従事している．
Ⅳ：１日のうち１時間程度は激しいトレーニングや木材の運搬，農繁期の農耕作業などのような強い作業に従事している．

欠食の有無

有（朝食欠食，昼食欠食，夕食欠食）／無（欠食していない）
Ⅰ：散歩，買物など比較的ゆっくりした１時間程度の歩行のほか，大部分は座位での読書，勉強，談話，また，座位や横になってのテレビ，音楽鑑賞などをしていることが多い．

個人属性（15項目）
身体活動レベル †Ⅱ：通勤，仕事などで２時間程度の歩行や乗車接客，家事等立位での業務が比較的多くほか大部分は座位での事務，談話などをしていることが多い．
Ⅲ：Ⅱの生活内容に加え，１日１時間程度は速歩やサイクリングなど比較的強い身体活動を行っている場合や，大部分は立位での作業であるが１時間程度は農作業，漁業などの比較的強い作業に従事している．

妊娠期

Ⅳ：１日のうち１時間程度は激しいトレーニングや木材の運搬，農繁期の農耕作業などのような強い作業に従事している．
欠食の有無

有（朝食欠食，昼食欠食，夕食欠食）／無（欠食していない）

両親学級参加有／無Ⅰ：散歩，買物など比較的ゆっくりした１時間程度の歩行のほか，大部分は座位での読書，勉強，談話，また，座位や横になってのテレビ，音楽鑑賞などをしていることが多い．

身体活動レベル †Ⅱ：通勤，仕事などで２時間程度の歩行や乗車接客，家事等立位での業務が比較的多くほか大部分は座位での事務，談話などをしていることが多い．
Ⅲ：Ⅱの生活内容に加え，１日１時間程度は速歩やサイクリングなど比較的強い身体活動を行っている場合や，大部分は立位での作業であるが１時間程度は農作業，漁業などの比較的強い作業に従事している．

産褥期

Ⅳ：１日のうち１時間程度は激しいトレーニングや木材の運搬，農繁期の農耕作業などのような強い作業に従事している．

貧血に関
する情報
（４項目）

栄養指導
内容の遵
守（５項
目）

欠食の有無

有（朝食欠食，昼食欠食，夕食欠食）／無（欠食していない）

母乳育児状況

母乳のみ・母乳と人工乳（混合）・人工乳のみ

貧血と診断された経験

有／無

貧血の理由

前回の妊娠または出産のため・以前より貧血気味だった・病気によって貧血になった貧血を改善するための方法

医師の処方による内服または注射・食事療法・何もしていない

貧血の改善状況改善した・改善していない・検査をしていないのでわからない

非妊時

鉄分摂取の程度

VAS を用いて０～100（mm）であてはまる位置に線を引くよう求めた

妊娠期

栄養指導内容に対する納得の程度

非妊時

鉄分摂取の実施の程度
産褥期

栄養指導内容に対する納得の程度
鉄分摂取の実施の程度

非妊時
家族形
態・支援
者（６項
目）

自己管理
能力

妊娠期

産褥期

VAS を用いて０～100（mm）であてはまる位置に線を引くよう求めた
VAS を用いて０～100（mm）であてはまる位置に線を引くよう求めた
VAS を用いて０～100（mm）であてはまる位置に線を引くよう求めた
VAS を用いて０～100（mm）であてはまる位置に線を引くよう求めた

配偶者

有／無

核家族

有／無

里帰り分娩

有／無

主な支援者

夫もしくはパートナー，親，兄弟姉妹，いない，知人・ヘルパー

調理者

夫もしくはパートナー，自分，親，兄弟姉妹，知人・ヘルパー

調理者の貧血改善に必要な食材の取り入れ状況取り入れた，取り入れていない，わからない

SMS 尺度①むずかしいことをするときに，できないかもしれないと考えてしまう，②失敗すると次回もダメだろうと考える，③しな
くてはならないことよりも楽しいことを先にしてしまう，④自分ならできるはずだと心のなかで自分を励ます，⑤何かをしようとするときには，十分に情報を収集する，⑥失敗した場合，どこが悪かったかを反省しない，⑦何かを実行するときには，自分なりの計画を立てる，⑧作業をしやすい環境をつくることが苦手だ，⑨困ったときには，まず何が問題かを明確にする，⑩何をしたらよいかを考えないまま行動を開始してしまう，の10項目であり，あてはまる，ややあてはまる，あまり
あてはまらない，あてはまらないで回答する［注］†：日本人の食事摂取基準（2010年版）の日常生活の区分，‡：ダイエット：偏食・極端なカロリー制限

群は116人（78.7％），非改善群は45人（21.3％）であった。
また，本研究の対象者は産褥期に鉄剤処方があった者となかった者が存在するので，処方された群と処方されなかった群の２群に分け，貧血非改善の有無を目的変数とし，それぞれの影響要因を解析したが，２群に分けない同様の解析結果と差はなく，同様の結果が得られた。

日本看護研究学会雑誌 Vol. 39

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2016

21

産褥１か月の貧血改善を妨げる影響要因
表２

カルテ調査の構成内容

変数（調査項目）年齢（年数）

個人属性（15項目）

貧血に関する情報（32項目）

非妊時

月経周期（正常／異常），過多月経（有／無），月経随伴症状（有／無），妊娠経緯（自然妊娠・人工妊娠），初経産別（初産婦・経産婦）

妊娠期

妊娠期の体重増加量（分娩前の体重と非妊娠時の体重の差）

産褥期

産褥１か月健診時の体重（数値），分娩週数（週数），分娩様式（自然分娩・吸引分娩・腹式帝王切開術），分娩所要時間（時間），分娩時出血量（量），新生児出生時体重（重量），会陰切開（有／無），分娩直後の子宮復古状態（胎盤娩出から分娩終了後２時間までの触診による子宮復古の状態（良好・不良））

妊娠期

貧血に対する治療（有（内服薬のみ／内服薬・点滴併用）／無），初期赤血球数（数値），初期ヘモグロビン（数値），，初期 MCH（数値），初期 MCHC（数値），中期赤血球数（数値），
初期ヘマトクリット（数値），初期 MCV（数値），中期 MCV（数値），中期 MCH（数値），中期 MCHC（数中期ヘモグロビン（数値），中期ヘマトクリット（数値），後期値），後期赤血球数（数値），後期ヘモグロビン（数値），後期ヘマトクリット（数値），後期 MCV（数値）MCH（数値），後期 MCHC（数値）

貧血に対する治療（有（内服薬のみ／内服薬・点滴併用）／無），３日目赤血球数（数値），３日目ヘモグロビン（数値），３日目ヘマトクリット（数値），３日目 MCV（数値），３日目 MCH（数値），３日目 MCHC（数値），１か月赤産褥期，１か月 MCH
血球数（数値），１か月ヘモグロビン（数値），１か月ヘマトクリット（数値），１か月 MCV（数値）（数値），１か月 MCHC（数値）

回数（p ＜ .01）
，月経周期（p ＜ .05）
，過多月経（p ＜ .01），

２．貧血非改善への影響要因：単変量解析
ａ．個人属性と貧血非改善リスク（表３）①非妊時の貧血非改善への影響のあった変数は，飲酒経験，ダイエット（偏食・極端なカロリー制限）の経（p ＜ .05）

験（p ＜ .01）
，ダイエット（偏食・極端なカロリー制限）の
表３

最終学歴 †

喫煙経験
飲酒経験 †
ダイエット ‡ の経験

ダイエット ‡ 回数
非妊時

BMI
月経周期
過多月経
月経随伴症状妊娠経緯

22†（ p ＜ .01），両親学級参加の有無（p ＜ .05）であった。

③産褥期では，分娩所要時間（p ＜ .01）のみであった。

個人属性と貧血非改善リスク

項目
年齢 †

，欠食の有無（p ＜ .01）であった。
計画妊娠の有無（p ＜ .01）

②妊娠期では，欠食の有無（ p ＜ .05），妊娠期体重増加量

人数

改善者

（％）

25～29歳4238

30～34歳

11084（90.5）

35～39歳56

41

40～44歳3

3

高校卒業未満

6

5

高校卒業

18

17

専門学校卒業29

19

短期大学卒業62

53

大学卒業以上

96

72

有

61

44

無

150

122

有

189

145

無

22

21

有

109

66

無

102

100

０回

102

100

１～３回

54

48

４～６回

27

12

７回以上

28

6

低体重（18.5未満）

63

47

ふつう（18.5以上25未満）

141

115

7

4

正常

171

141

異常

40

25

肥満（25以上）

有

72

40

無

139

126

有

25

16

無

186

150

自然妊娠

189

151

人工妊娠

22

15

日本看護研究学会雑誌 Vol. 39

No. 1

非改善者
4

（76.4）

26（100.0）0（94.4）

1（73.2）

15（83.3）

1（65.5）

10（75.0）

24（81.3）

28（95.5）

1（85.5）（72.1）

17（76.7）

44（60.6）

43（98.0）

2（44.4）

15（74.6）

16（98.0）

2（88.9）

6（21.4）

22（81.6）

26（82.5）

30（55.6）

32（57.1）

3（59.5）

15（90.6）

13（80.6）

36（68.2）

7（64.0）（79.9）

2016

9

9
38

（％）

（n ＝211）
χ2値

（9.5）

2.48

（23.6）（26.8）（16.7）（5.6）

0.91（34.5）（14.5）（25.0）（27.9）

2.19（23.3）

4.10 *（39.4）

44.13 **

（2.0）

92.40 **

（18.7）（4.5）（2.0）（11.1）（55.6）（78.6）（25.4）（18.4）（42.9）

3.25（17.5）

7.69 *（44.4）

34.65 **

（36.0）

3.62（20.1）

1.60（40.5）（9.4）（19.4）（31.8）

産褥１か月の貧血改善を妨げる影響要因
人数

改善者

（％）

非改善者

（％）

χ2値

177

147

30

計画外（予定外）妊娠

34

19（83.1）（16.9）

12.49 **

初産婦

117

90

27

経産婦

94

76

（76.9）（23.1）

0.48（13.2）

2.66

項目
計画（予定）妊娠

計画妊娠の有無
初経産別
非妊時

身体活動レベル

Ⅰ

38

33

Ⅱ

164

125

Ⅲ
欠食の有無

身体活動レベル
欠食の有無 †

98

欠食していない

152

149

朝食欠食

42

16

昼食欠食

2

0

夕食欠食

15

1

Ⅰ

127

99

Ⅱ

84

67

欠食していない

206

164

4

2

夕食欠食

1

0

５kg 未満13

8５kg 以上10kg 未満

84

63

10kg 以上15kg 未満

82

65

15kg 以上20kg 未満

28

26

20kg 以上

4

4

朝食欠食

妊娠期
妊娠期体重増加量 †両親学級参加の有無
身体活動レベル
欠食の有無

有

144

120

無

67

46

Ⅰ

207

162

Ⅱ

4

4

211

166

6

4

３kg 以上６ kg 未満

欠食していない
３kg 未満分娩時から産褥１か月健診
時体重差 †

分娩週数 †

分娩様式

産褥期

分娩所要時間 †分娩時出血量 †58

47

６kg 以上９ kg 未満

90

68

９kg 以上12kg 未満

53

43

12kg 以上

4

4

37週０日～37週６日

26

20

38週０日～38週６日

37

28

39週０日～39週６日

41

33

40週０日～40週６日

66

60

41週０日～41週６日

41

25

自然分娩

156

121

吸引分娩

38

29

腹式帝王切開術

17

16

６時間未満

69

62

６時間以上12時間未満

93

71

12時間以上18時間未満

4130

18時間以上24時間未満

51

24時間以上

3

2

非該当者

17

16

少量（100mL 未満）

4

4

159

122

多量（500mL 以上）

48

40

4

3

2,500g 以上3,000g 未満

105

81

3,000g 以上3,500g 未満

9272

3,500g 以上

10

10

有

128

95

無

66

55

中等量（100mL 以上500mL 未満）
2,500g 未満

出生時体重 †

会陰切開 †
分娩直後の子宮復古状態
母乳育児状況 †

†

非該当者

17

16

良好

209

164

不良

2

2

母乳のみ

121

97

母乳と人工乳（混合）

86

65

人工乳のみ

4

［注］†：Fisher’s exact test，‡：ダイエット：偏食・極端なカロリー制限，*：p ＜ .05

日本看護研究学会雑誌 Vol. 39

15（80.9）

18（76.2）

39（98.0）

3（86.8）

1（38.1）

26

（6.7）

14

（79.8）

17（50.0）

2

2（78.0）

28（79.6）

421
5（75.0）

21（92.9）

2（83.3）

24（78.3）

45（78.7）

45（81.0）

11（81.1）

10（76.9）

6（80.5）

8（61.0）

16（76.6）

9（89.9）

7（79.3）

17（100.0）0（68.7）

21（100.0）0（66.7）

2（75.6）

22（100.0）0（75.7）

9（90.9）

6（77.6）

35（94.1）

1（76.3）

22（20.0）

4（94.1）

1（76.7）

37（75.0）

1（73.2）

11（66.7）

1（100.0）0（83.3）

8（77.1）

24（100.0）0（78.3）

20（74.2）

33（83.3）

11（78.5）

45（80.2）

24（100.0）0（94.1）（100.0）（75.6）

4

5（88.9）（61.5）**：p ＜ .01．

No. 1

（55.9）

2016

1
0
21

（44.1）（19.1）（23.8）（11.1）（2.0）（61.9）

83.40 **

（100.0）（93.3）（22.0）

0.10（20.4）

5.71 *（20.2）（50.0）（100.0）（38.5）（25.0）

6.73 **（20.7）（7.1）（16.7）

5.84 *（21.7）

1.10（31.3）（21.3）（33.3）（19.0）－
0.38（24.4）（18.9）（23.1）（24.3）

0.33（19.5）（9.1）（39.0）（22.4）（23.4）（5.9）（10.1）（23.7）

2.66

11.06 **

（26.8）（80.0）（33.3）（5.9）（23.3）（16.7）（25.0）（22.9）

0.27

1.20（21.7）（25.8）（16.7）（5.9）

0.01（21.5）

0.55（19.8）

0.09（24.4）

23産褥１か月の貧血改善を妨げる影響要因

ｂ．貧血に関する情報と貧血非改善リスク（表４−ａ〜ｂ）

ｅ．自己管理能力と貧血非改善リスク（表７）①非妊時の情報では，有意に貧血非改善に影響している変SMS 尺度の合計得点が１点下降するごとに貧血が改善

数はなかった。

しない（p ＜ .01）という結果であった。各項目において②妊娠期の情報では，妊娠中期の平均赤血球ヘモグロビン

も，SMS 尺度の得点が１点下降するごとに貧血が改善し濃度（mean corpuscular hemoglobin concentration：MCHC）

ない（p ＜ .01）という結果であった。

が有意（p ＜ .01）に影響していた。

③産褥期の情報では，産褥期の貧血に対する治療（p ＜ .05），

３．貧血非改善の影響要因：多重ロジスティック解析

産褥１か月赤血球数（p ＜ .01）
，産褥１か月ヘマトクリッ

本研究から，非妊時・妊娠期・産褥期の各期間別の貧ト（p ＜ .01）
，産褥１か月 MCHC（p ＜ .01）であった。

血非改善に影響を及ぼす要因を明らかにするために，貧ｃ．栄養指導内容の遵守と貧血非改善リスク（表５）

血非改善の有無を目的変数とし，各説明変数から有意水①非妊時では，鉄分摂取の程度（p ＜ .01）であった。

準 .2以下であった変数を説明変数とした。非妊時による②妊娠期では，栄養指導内容に対する納得（p ＜ .05），鉄

貧血非改善に影響を及ぼす要因の説明変数（11項目）とし

分摂取の実施（p ＜ .01）であった。

て，個人属性〔年齢，喫煙経験，飲酒経験，月経周期，過分摂取の実施（p ＜ .01）であった。

験・回数，非妊時の欠食の有無，計画妊娠〕，栄養指導内③産褥期では，栄養指導内容に対する納得（p ＜ .01），鉄

多月経，ダイエット（偏食・極端なカロリー制限）の経

ｄ．家族形態・支援者と貧血非改善リスク（表６）容の遵守（非妊時の鉄分摂取），自己管理能力（SMS 尺度

合計得点）であった。妊娠期による貧血非改善に影響を及①非妊時の変数では，有意に貧血非改善に影響していなかった。

ぼす要因（13項目）として，個人属性（年齢，妊娠期の欠食の有無，妊娠期の体重増加量，両親学級参加），貧血に②妊娠期の変数では，有意に貧血非改善に影響していな

関する情報（妊娠期の治療，妊娠初期赤血球数，妊娠初かった。

期 MCV，妊娠中期 MCHC，妊娠後期赤血球数，妊娠後期③産褥期の貧血非改善への影響のあった変数は，調理者の貧血改善に必要な食材の取り入れ状況（p ＜ .01）のみでMCV），栄養指導内容の遵守（妊娠期の栄養指導内容に対あった。

する納得，妊娠期の鉄分摂取の実施），自己管理能力（SMS
尺度合計得点）であった。産褥期による貧血の非改善に影

表４−ａ

貧血に関する情報と貧血非改善リスク
人数

改善者

（％）

非改善者

（％）

（n ＝211）
χ2値

有

55

40

15

無

（72.7）（27.3）

2.94

156

139

非該当者

156

126

前回の妊娠・出産（19.2）

0.17

46

31

以前より貧血気味

9

9

非該当者

156

126

薬剤処方

（19.2）

0.22

50

35

食事療法

2

2

何もしていない

3

3

非該当者

156

126

改善した

（19.2）

1.99

24

17

未検査にて不明

31

23

有

90

75

内服薬のみ

79

66

内服薬・点滴併用

11

9

無

121

91

有

84

72

内服薬のみ

63

51

内服薬・点滴併用

21

21

127

94

項目
貧血診断経験

貧血の理由

非妊時
貧血改善方法 †貧血改善状況 †妊娠期

産褥期

貧血に対する治療

貧血に対する治療

無［注］†：Fisher’s exact test．
24

日本看護研究学会雑誌 Vol. 39

No. 1（63.6）（80.8）（67.4）（100.0）（80.8）（70.0）

17
30
15
30
15
0

（80.8）

30
7（83.3）

15（83.5）（81.8）（75.2）（85.7）（81.0）（21.0）（74.0）

2016（30.0）

0（29.2）（61.9）（32.6）

0（100.0）（100.0）（36.4）

8
13
2
30
12
12

（29.2）（38.1）（16.7）（16.5）（18.2）（24.8）（14.3）（19.0）

033

2.30（26.0）

7.53

産褥１か月の貧血改善を妨げる影響要因
表４−ｂ

（SD）

平均値

赤血球数（×104/μL3）

415.4（31.3）

413.4（32.7）

422.8

ヘマトクリット（％）

36.7

（2.9）

37.0

（3.1）

37

MCV（fL）

30.0

（1.3）

12.1

（3.7）

90.4

［0.98－1.00］

（2.1）

0.96

［0.84－1.09］

（1.8）
（1.4）

32.8

（32.1）

364.6（23.8）

ヘマトクリット（％）

33.4

（2.5）

33.4

（2.6）

33.6

（1.9）

10.9

MCV（fL）

92.3

MCHC（％）

32.5

30.2

（0.9）
（4.0）
（1.6）
（1.2）

（1.0）

11.0

（4.0）

92.1

（1.5）

30.2

（1.1）

32.6

（3.4）

92.7

（1.6）

30.2

（0.9）

10.9

（1.4）

31.9

赤血球数（×104/μL）

365.0（34.0）

363.3（34.6）

371.8（31.0）

ヘマトクリット（％）

32.9

（2.3）

32.8

（2.3）

33.1

（2.5）

12.1

MCV（fL）

90.9

MCHC（％）

32.4

29.7

（11.0）
（4.0）
（2.4）
（1.2）

（0.8）

10.7

（4.1）

90.7

（1.5）

29.3

（1.3）

32.4

（3.6）

91.5

（2.6）

29.7

（0.8）

10.8

（0.8）

32.2

赤血球数（×104/μL）

332.2（46.6）

334.2（50.7）

324.5（25.1）

ヘマトクリット（％）

30.0

（3.0）

29.9

（3.3）

30.1

（1.7）

ヘモグロビン（g/dL）

9.6

MCV（fL）

90.6

MCHC（％）

31.3

MCH（pg）

28.4

（1.0）
（3.7）
（1.4）
（1.2）

（1.1）

9.5

（4.0）

90.4
28.5

（2.3）

91

（1.5）

28.4

（1.2）

31.3

（0.5）

10.3

（0.7）
（0.8）

31.2

1.39
0.91
0.96
1.11
1.00
0.91
0.97
0.96
1.01
1.64
0.93
1.03
0.94
0.17
1.06
1.12
1.01
0.76
0.97
0.96
1.00
1.06

［0.88－2.20］［0.82－1.01］［0.79－1.18］［0.87－1.43］［0.99－1.01］［0.64－1.29］［0.85－1.10］［0.88－1.04］［0.82－1.24］［1.22－2.20］ **［0.98－1.00］［0.94－1.13］［0.82－1.08］［0.87－1.03］［0.93－1.22］［0.85－1.47］［1.00－1.01］［0.53－1.08］［0.87－1.09］［0.87－1.05］［0.79－1.27］［0.81－1.39］

赤血球数（×104/μL）

414.8（43.6）

427.1（38.9）

369.3（26.6）

ヘマトクリット（％）

36.9

（2.8）

37.8

（2.4）

33.6

（1.6）

2.57

［1.93－3.42］ **

（1.7）

1.11

［0.94－1.32］

ヘモグロビン（g/dL）

12.0

MCV（fL）

89.9

MCHC（％）

32.3

MCH（pg）

29.2

（0.9）
（4.2）
（2.0）
（1.6）

（0.7）

12.3

表５

項目
非妊時

鉄分摂取の程度 †妊娠期

栄養指導内容に対する納得の程度 †
鉄分摂取の実施の程度 †栄養指導内容に対する納得の程度 †
鉄分摂取の実施の程度 †

カテゴリー

28.8

（1.5）

32.5

（3.5）

89.8

（2.0）

29.2

（0.2）

10.8

（4.4）

89.9

［注］SD：standard deviation，CI：confidence interval，*：p ＜ .05，**：p ＜ .01．

産褥期

0.01

（2.1）

30

（1.2）

33.1

（24.3）
（0.7）

91.4

（1.5）

29.9

95％ CI

363.5

MCH（pg）

１か月

（1.6）

（0.8）

（n ＝211）
オッズ比

（SD）

（30.5）

ヘモグロビン（g/dL）

産褥期

（3.4）

12.3

平均値

363.7

MCH（pg）

３日目

33.0

（0.7）

（SD）

赤血球数（×104/μL）
ヘモグロビン（g/dL）

後期

12.3

90.6

MCHC（％）

中期

非改善群

平均値

MCH（pg）

妊娠期

改善群

項目

ヘモグロビン（g/dL）
初期

貧血に関する情報と貧血非改善リスク

（1.8）

31.7

1.05
―

1.00
1.38

［1.04－1.07］ **―［0.93－1.08］［1.11－1.71］ **栄養指導内容の遵守と貧血非改善リスク

平均値 （SD）

１ mm 下降ごと

51.9（21.9）

１ mm 下降ごと

67.8

１ mm 下降ごと

改善群

非改善群

平均値 （SD）

平均値 （SD）

57.9（18.7）（19.4）

61.6

59.6（23.1）

１ mm 下降ごと

72.4

１ mm 下降ごと

70.0（n ＝211）オッズ
比95％ CI

29.5（17.9）

1.06［1.06－1.11］ **（26.0）

46.8（16.6）

1.07［1.05－1.10］ *66.7（18.5）

33.3（19.3）

1.08［1.06－1.10］ **（20.4）

77.7（15.5）

52.9（24.2）

1.07［1.04－1.09］ **（21.3）

85.6

（9.6）

53.7

（24.9）

1.04［1.03－1.06］ **［注］†：（mm）VAS：visual analogue scale，SD：standard deviation，CI：confidence interval，*：p ＜ .05，**：p ＜ .01．

響を及ぼす要因（10項目）として，個人属性（年齢，分娩援者（貧血改善に必要な食材の取り入れ），自己管理能力所要時間），貧血に関する情報（産褥３日目赤血球数，産（SMS 尺度合計得点）であった。

褥１か月赤血球数，産褥１か月ヘマトクリット，産褥１か
月 MCHC），栄養指導内容の遵守（産褥期の栄養指導内容

に対する納得，産褥期の鉄分摂取の実施），家族形態・支ａ．非妊時による貧血非改善に影響を及ぼす要因（表８）

貧血非改善リスクとして，自己管理能力と非妊時の欠食の有無が選定された。SMS 尺度の合計得点が１点下降す

日本看護研究学会雑誌 Vol. 39

No. 1

2016

25

産褥１か月の貧血改善を妨げる影響要因
表６

家族形態・支援者と貧血非改善リスク

項目
配偶者
核家族
妊娠期

里帰り分娩

主な支援者 †

人数

改善者

有

211

166

有

186

145

無

25

21

有

49

40

無

162

126

夫

48

39

親

154

120

5

5

兄弟姉妹
いない

4

2

夫

6

4

自分

51

41

親

154

121

調理者の貧血改善に必要

取り入れた

129

111

な食材の取り入れ状況

取り入れていない

82

55

産褥期
調理者 †

非改善者

（％）

（78.7）

45（21.3）（78.0）

41（84.0）

9（77.8）

9（77.9）

0.48（18.4）

0.33（18.8）

0.57（22.1）

34（100.0）－（22.0）（22.2）

36（81.2）（n ＝211）χ2値（16.0）

4（81.6）

0（50.0）（50.0）

2（66.7）（33.3）

2（80.4）（21.4）

33（86.0）（14.0）

18（61.1）

0.03（19.6）

10（78.6）［注］†：Fisher’s exact test，*：p ＜ .05，**：p ＜ .01．

表７

（％）

2.17

（38.9）

27

自己管理能力と貧血非改善リスク
改善群

非改善群

（n ＝211）オッズ
比95％ CI

項目

カテゴリー

平均値

（SD）

平均値

平均値

何かをしようとするときには，十分に情報を収集する（外）

（SD）

（SD）

１点下降ごと

3.00（0.73）

3.20（0.59）

2.24（0.71）

10.01［ 4.90－ 20.46］ **むずかしいことをするときに，できないかもしれないと考えてしまう（内）†１点下降ごと

2.60（0.86）

2.73（0.86）

2.13（0.69）

2.37［ 1.55－ 3.63］ **失敗した場合，どこが悪かったかを反省しない（外）†

１点下降ごと

2.93（0.61）

3.08（0.51）

2.36（0.61）

11.64［ 5.49－ 24.69］ **何かを実行するときには，自分なりの計画を立てる（外）

１点下降ごと

2.94（0.81）

3.19（0.63）

2.02（0.72）

10.80［ 5.38－ 21.67］ **失敗すると次回もダメだろうと考える（内）†

１点下降ごと

2.82（0.75）

3.03（0.66）

2.04（0.48）

13.96［ 6.22－31.30］ **作業をしやすい環境をつくることが苦手
だ（外）†１点下降ごと

2.79（0.99）

3.13（0.78）

1.51（0.59）

10.25［ 5.44－ 19.31］ **困ったときには，まず何が問題かを明確にする（外）

１点下降ごと

2.77（0.84）

3.06（0.67）

1.69（0.47）

56.48［13.45－237.11］ **しなくてはならないことよりも楽しいことを先にしてしまう（内）†１点下降ごと

2.55（0.96）

2.80（0.86）

1.62（0.72）

5.12［ 3.09－8.49］ **何をしたらよいかを考えないまま行動を開始してしまう（外）†１点下降ごと

2.83（1.09）

3.25（0.78）

1.27（0.45）

19.13［ 8.19－44.70］ **自分ならできるはずだと心のなかで自分を励ます（内）１点下降ごと

3.14（0.79）

3.31（0.71）

2.49（0.73）

4.19［ 2.52－6.98］ **SMS 尺度合計得点

１点下降ごと

28.35（6.12）

30.78（4.25）

19.38（3.22）

2.23［ 1.68－2.96］ **［注］†：逆転項目，（外）：外に向かうスキル，（内）：内に向かうスキル，SD：standard deviation，CI：confidence interval，*：p ＜ .05，**：p ＜ .01．

表８
項目
欠食の有無 †

SMS 尺度合計得点

非妊時の貧血非改善リスク

カテゴリー

オッズ比

欠食していない1.00

朝・昼・夕のいずれかを欠食

9.88
2.50

１点下降ごと（n ＝211）

95％ CI［13.75－51.97］ **［ 1.59－3.94］ **［注］多重ロジスティック解析，†：欠食の有無：欠食していない＝１，朝・昼・夕のいずれかを欠食＝０，
CI：confidence interval，*：p ＜ .05，**：p ＜ .01．

26**

日本看護研究学会雑誌 Vol. 39

No. 1

2016

産褥１か月の貧血改善を妨げる影響要因

るごとに貧血非改善率は2.5倍（p ＜ .01），欠食の有無ではⅢ．考

朝食・昼食・夕食のいずれかを欠食していると9.9倍（p ＜ .01）
であった。

察

１．対象者の産褥１か月健診時における貧血非改善

ｂ．妊娠期による貧血非改善に影響を及ぼす要因（表９）

本研究の対象者のうち，およそ５人に１人が貧血の改善

貧血非改善リスクとして，自己管理能力と鉄分摂取の実に至らなかった。前田・杉原・田中（1989）は，分娩１週施が選定された。SMS 尺度の合計得点が１点下降するご

間以内に貧血であった褥婦37人を対象に調査を行い，産とに2.3倍（p ＜ .01）であった。

後１か月後では貧血が改善されたと報告している。犬飼ら

ｃ．産褥期による貧血の非改善に影響を及ぼす要因（表10） （1997）は，褥婦474人を対象に1990～1994年の間に調査を

貧血非改善リスクとして，自己管理能力と分娩所要時間

行い同様の報告をしている。しかし，本研究の結果はこれが選定された。SMS 尺度の合計得点が１点下降するごと

らと異なった。前者の研究者が調査を行った1987年の非妊に貧血非改善率は2.5倍（p ＜ .01）であった。

時女性の鉄の摂取量は11.0mg，ヘモグロビン値12.9g/dL，1994年も非妊時女性の鉄の摂取量は11.3mg，ヘモグロビン

４．全期間による貧血非改善に影響を及ぼす要因（表11）

値12.9g/dL と「国民健康・栄養調査」（厚生労働省，2013）

すべての期間のなかで最も強く貧血非改善に及ぼす影響に記されている。1994年から2010年までの非妊時女性の鉄要因を明らかにするために，各期で有意であった SMS 尺の摂取量は1999年から徐々に低下傾向にあり，ヘモグロビン

度，非妊時の欠食の有無，妊娠期の鉄分摂取の実施，分娩値も緩やかに低下傾向を示していた。2011年の「国民健康・

所要時間の４項目を説明変数として多重ロジスティック回

栄養調査」（厚生労働省，2013）によると，非妊時女性の鉄帰分析を行った。その結果，貧血非改善リスクとして，自の摂取量は6.2～7.2mg，ヘモグロビン値12.5g/dL である。こ

己管理能力と非妊時の欠食の有無が選定された。SMS 尺

度の合計得点が１点下降するごとに3.0倍（p ＜ .01），非妊のように，前田ら（1989），犬飼ら（1997）の先行研究の時代よりも，本研究の一般的な鉄摂取量やヘモグロビン値の時の欠食の有無では朝食・昼食・夕食のいずれかを欠食し低さが産褥１か月後の貧血改善に関係している可能性が考ていると279.5倍（p ＜ .01）であった。

えられる。1994年以降の産褥期の貧血の改善についての研究は見当たらず，時代的背景の影響のみを受けているとは

表９
項目

SMS 尺度合計得点

鉄分摂取の実施の程度

妊娠期の貧血非改善リスク

カテゴリー

95％ CI［1.68-3.27］ **2.34

１点下降ごと†（n ＝211）

オッズ比

１ mm 下降ごと［1.01-1.11］ *1.06［注］多重ロジスティック解析，†：（mm）VAS：visual analogue scale，CI：confidence interval，*：p ＜ .05，**：p ＜ .01．

表10

産褥期の貧血非改善リスク

項目

カテゴリー

オッズ比

SMS 尺度合計得点

１点下降ごと

2.51

分娩所要時間1.01

１分上昇ごと（n ＝211）

95％ CI［1.72，3.66］ **［注］多重ロジスティック解析，CI：confidence interval，*：p ＜ .05，**：p ＜ .01．

表11
項目
非妊時の欠食の有無 †SMS 尺度合計得点［1.00，1.04］ *全期間の貧血非改善リスク

カテゴリー

オッズ比

欠食していない1.00

朝・昼・夕のいずれかを欠食

279.543.04

１点下降ごと（n ＝211）

95％ CI［13.75，5683.36］ **［ 1.50，6.17］ **

［注］多重ロジスティック解析，†：非妊時の欠食の有無：欠食していない＝１，朝・昼・夕のいずれかを欠食＝０，CI：confidence interval，*：p ＜ .05，**：p ＜ .01．
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産褥１か月の貧血改善を妨げる影響要因

断言できないが，貧血非改善に対して対策が求められる。

た，江川・松下・山口・林・馬場（2009）は現代女性703
人の食生活の調査にて，朝食・昼食・夕食の摂取を貧血の有無で比較すると貧血群のほうがどの時間帯においても食２．対象者の自己管理能力
本研究の対象者全体の SMS 尺度の平均点は，高橋ら

事の摂取率は低くかったと報告している。

（2000）の禁煙教育参加者501人を対象とした調査で，成人

このことから，非妊時に食事を欠食していない者に比の平均28.8点（平均年齢46.3歳）とほぼ同様となった。本

べ，朝・昼・夕のいずれかを欠食している者は貧血改善に研究における自己管理能力の平均では，貧血非改善群で至らないリスクは高いことが考えられる。食事は一般的にSMS 尺度の合計得点が有意に低かった。先に述べた高橋

一日三食を摂ることが望ましいとされている。妊娠中は胎ら（2000）の研究は，禁煙教育に関する調査であり，その児の成長・発達にも影響するため，妊娠を機に欠食してい研究の禁煙成功者のほうが脱落者よりも SMS 尺度の合計

た者は食生活を見直すことが多いと報告されている（西得点は高値であり，脱落者は低値であった。本研究におい

村，2004；澤田ら，2011）。しかし，非妊時の女性においても貧血非改善群のほうが低値で，同様の結果を得ていては過度の痩身志向や食生活の乱れなどから，欠食者が増た。自己管理能力が低いと貧血改善しない可能性が明らか加する傾向（内閣府，2015）にあり，非妊時の欠食が産となった。

褥期の貧血の非改善に影響を及ぼす可能性が高いことなど，興味や関心をもつことは困難であると推測する。ま３．非妊時，妊娠期，産褥期の各期，および全期間におけた，非妊時に欠食していた者や産褥１か月での貧血非改善

る褥婦の貧血非改善に及ぼす影響要因

者の多くはダイエット（偏食や極端なカロリー制限）の経

非妊時においては「欠食の有無」が強い影響要因であ験者，妊娠前までのダイエットの回数が７回以上の者もおり，次は「自己管理能力」であった。妊娠期においてはり，もともと栄養素や鉄分の摂取量が不足している傾向に「自己管理能力」が強い影響要因であり，次は「鉄分摂取あるか，貧血改善に必要な栄養素や鉄分を摂取する習慣がの実施」であった。産褥期においては「自己管理能力」がないと考えられるため，貧血改善に影響を及ぼすと推測し強い影響要因であり，次は「分娩所要時間」であった。

たが，対象人数が少ないためさらなる調査をする必要があ

全期間による褥婦の貧血非改善に及ぼす影響要因は「非り，今後の課題としたい。

妊時の欠食の有無」と「自己管理能力」であり，非妊時に以上のことから，非妊時の欠食は褥婦の貧血の改善を妨欠食する，また，自己管理能力の低い者は産褥１か月経っげる要因として影響すると考えられる。そのため，褥婦のても貧血が改善されないことが明らかになった。

貧血を改善させるためには，欠食はもちろんのこと，偏食

ａ．褥婦の貧血非改善に影響を及ぼす要因としての「非妊時の欠食の有無」

や極端なカロリー制限などのダイエットは貧血を招き，貧血を改善することが困難になるおそれがあるため，非妊時

全期間を通して，非妊時に欠食することにより褥婦の貧の欠食によって産褥期の貧血が改善されない内容を含めた血の改善に及ぼすことが明らかとなり，先行研究（山本・

貧血予防・改善指導を非妊時から各期間で行い，貧血を予下田・菅・辻・佐々木，2006；池田・宮田・永田，1989）

防する，または，発症後の速やかな改善に資することが重では非妊時の朝食欠食は妊娠中の鉄欠乏性貧血の誘因とな要である。

ることや，貧血群に判別される大きな要因であると報告し

ｂ．褥婦の貧血非改善に影響を及ぼす要因としての「自己管理能力」ている。また，澤田ら（2011）は妊婦56人を対象に妊娠前後の食生活の調査において，毎日欠食する者の割合は妊娠全期間において，自己管理能力が低いと貧血が改善され前より妊娠後のほうが低下したと報告している。本研究でなかった。森前・鷲見・川島（1994）は妊婦貧血者171人

も非妊時より妊娠期・産褥期のほうが欠食は減少しているを対象とし，自己管理の調査を行い，貧血改善に対して行傾向にあり，非妊時に朝・昼・夕のいずれかを欠食してい動できた者は貧血改善傾向にあったと報告している。眞た者は産褥１か月経っても貧血が改善されず有意となった。

鍋・瀬戸・上里（2000）は妊婦を対象に生活指導の介入研

多くの先行研究（黒川，2011；坂本・福井谷，2002；小究を行い，自己管理能力が高い者はセルフケア行動が向上

松・田村・今野，2011；月館・諏訪，1997）では非妊時やすると述べている。荒井・磯貝（1991）は糖尿病妊婦56人

妊娠期の朝食の欠食に対する調査はあるが，産褥期や昼・を妊娠期から産褥期の３年間まで追跡し，自己管理能力が夕の欠食が産褥期の貧血の改善に影響を及ぼすかを調査し高いと血糖自己測定を継続することができると報告していている研究は見当たらなかった。井ノ口ら（2011）は女子る。本研究では自己管理能力の高い者は貧血改善するかは

学生881人を対象に貧血と欠食の調査を行い，朝食の欠食

明らかにしていないが，自己管理能力が低い者が貧血を改者と夕食の欠食者には貧血の者が多いと報告している。ま善することができないことが明らかとなり，自己管理能力28

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産褥１か月の貧血改善を妨げる影響要因の低い者は貧血を改善しようとする行動を起こすことがでが貧血改善しなかった。先行研究や従来から産後の貧血はきない可能性がある。

改善するといわれているが，近年，鉄不足状態であるとい

褥婦の貧血が改善しないと身体の回復が遅れ，退院後，われている女性が妊娠・出産すると貧血非改善のリスクが育児活動等の安定を遅らせ，疲労の増大の原因でもあるた

高い可能性が明らかになった。褥婦の貧血非改善の要因とめ，貧血を改善していくことは重要である。従来より産褥して，非妊時では「欠食の有無」，妊娠期では「鉄分摂取１か月には貧血であった褥婦も改善されるといわれてきたの実施」，産褥期では「分娩所要時間」，「自己管理能力」

が（藤田ら，2004），産褥１か月経っても貧血の改善に至は各期において強い影響要因であった。全期間においてはらないことや，今回の結果を踏まえた啓蒙活動が必要であ「非妊時の欠食の有無」と「自己管理能力」が影響しておる。その主となるものとしては，非妊時の欠食は貧血非改り，これらを踏まえた貧血改善のためのさらなる指導が必善に影響するということを産後のマイナートラブルとして要と考える。また，妊娠前の教育として思春期や成熟期の妊産褥婦に教育し，周知してもらうことが重要である。そ女性にも，産褥１か月経っても貧血が改善されない可能性

して，保健指導や貧血予防・改善指導を通して，妊産褥婦があることや，欠食が貧血非改善の影響要因であることをの自己管理能力を向上させることも重要である。そのため啓蒙することによって，適正な食習慣の確立と妊産褥婦の医療者は，妊産褥婦が正しい知識をもち，保健指導の内容

貧血の予防・改善をはかることが重要である。

を実践できるように援助することが望まれる。また，若い研究の限界と課題として，本研究の対象者は，既往歴や世代ほど健全な食生活の実践について「心がけていない」

合併妊娠を含むハイリスク妊娠などが発症する可能性が低人の割合が高く（内閣府，2015），そのことから，食生活

く，条件が類似している妊産褥婦にはこの結果を一般化すへの自己管理能力の欠如が伺える。そのため，思春期や成ることはできる。しかし，一般化には限界があり，条件が熟期の妊娠・出産を考えている世代に向けて，食習慣形成

類似している施設や対象への貧血非改善に及ぼす影響要因を促すための啓蒙活動の充実と，適正な栄養素摂取のためとしての一資料となり得るが，すべての妊産褥婦にこの結の行動変容や自己管理の能力を養えるような教育・指導を

果をどのように活かすかが課題として残る。

強化する必要があり，その効果は妊産褥婦の貧血の予防・謝改善において重要な意味をもつと考えられる。

辞
本研究にご協力いただきました皆さまに深く感謝致しま結す。なお，本研究の一部は第40回日本看護研究学会学術集論会で発表した。

産褥３日目に貧血のあった211人のうち，45人（21.3％）

要旨目的：産褥３日目に貧血と診断された褥婦の１か月後の貧血非改善の要因を明らかにする。
方法：産褥３日目に貧血だった褥婦のうち１か月健診時に採血した246人を対象とし，後ろ向き縦断研究を行った。産褥１か月の貧血非改善の有無に対する個人属性，貧血に関する情報，栄養指導内容の遵守，家族形態・支援者，自己管理能力の影響を分析した。
結果：有効回答211人のうち貧血非改善者は45人（21.3％）で，１／５が改善されなかった。多重ロジスティッ
ク回帰解析の結果，貧血非改善リスクとして，自己管理スキル尺度の合計得点が１点下降するごとに貧血非改善率は2.5倍（p ＜ .01），非妊時に朝・昼・夕のいずれかを欠食していると279.5倍（p ＜ .01）と強く影響していた。

結論：自己管理能力が低いと貧血非改善の可能性が明らかとなり，妊娠前の欠食は産後の貧血非改善の可能性が高いため，これらを踏まえた指導が必要である。

Abstract
Objectives: This study set out to identify factors that work against alleviation of anemia at the 30th day postpartum inwomen diagnosed with anemia on three days postpartum.
Method: We conducted a retrospective longitudinal study, involving 246 women giving birth, all had been diagnosed withanemia on three days postpartum, and provided a blood sample at the medical examination one month after the birth. Analysis was performed with the demographic data of the participants, details of the anemia, adherence to the nutrition advice,

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産褥１か月の貧血改善を妨げる影響要因

family structure, assistance by others, and self-management skills（SMS）by dividing the participants into anemia alleviatedand non-alleviated groups at the 30th day postpartum.
Results: Of the 211 valid responses, one-fifth（45 women, 21.3％）showed no alleviation. The multiple logistic regression
analysis showed a strong relationship between anemia risk and SMS: the absence of anemia alleviation increased 2.5 times
when the total of the SMS score decreased one point（p ＜ .01）and 279.5 times when any of breakfast, lunch, or supper was
missed during non-pregnancy（p ＜.01）.
Conclusion: Providing an intervention program to alleviate postpartum anemia is important due to the potential for nonalleviation with low SMS and the danger of non-alleviation with missed meals before pregnancy.

文

献Abdullahi, H., Gasim, G.I., Saeed, A., Imam, A.M. and Adam, I.（2014）.
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平成27年４月17日受付
平成27年10月26日採用決定

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31

−原

著−

急性期一般病棟における看護師の認知症高齢者への共感に関連する要因
Factors Associated with Empathy toward Elderly Adults with Dementia in Nurses Working on Acute General Wards
小

田

沙矢香１）

Sayaka Oda

川

島

和

代２）

Kazuyo Kawashima

キーワード：看護師，共感，認知症高齢者，急性期一般病棟
Key Words：nurse, empathy, elderly adults with dementia, acute general wards

緒が，同じ状況であっても，認知症高齢者に対する困難感の言

感じ方には個人差があり，援助への認識や得意不得意など

戦後のベビーブーム世代が高齢者人口のピークを迎えるの要因も示唆されている（松田ら，2000）。同じ対応困難

2025年まで，要介護者や認知症高齢者も同様に増加の一途と考えられる場面でも看護師によってうまくできた対応もをたどり，厚生労働省の試算では，認知症高齢者は470万あり，そのようなときは周辺症状を理解し，患者の立場を人となり，居場所別内訳は医療機関で38万人と報告されて考え落ち着く方法を工夫したという報告もある（岩井・梅いる（厚生労働省，2010）。認知症高齢者の心身の状況に村・新森・小島・川島，2001）。看護師一人ひとりの認知

よっては急性期の一般病棟への入院を余儀なくされること症高齢者への認識や考え方を変えることによって，困難感も少なくはない。

の感じ方は変化する可能性がある。

急性期一般病棟は，療養生活をする場でもあるが，治上記のように看護師の抱く困難感の背景には多様な要因療を優先する場である。時には苦痛を伴う処置がなさがあるが，認知症高齢者の立場や気持ちへの理解の不十分

れ， 認 知 症 高 齢 者 が behavioral and psychological symptoms

さによって，BPSD のような認知症高齢者の特有な症状にな BPSD を伴いやすい認知症高齢者を看護する看護師は，られる。認知症高齢者の行動障害についての学習の機会を困難感を抱くことも多い（千田・水野，2014；江見ら，与えることで，学習後には陰性感情が減少し対象理解の思2005；小山・流石・渡邊・森田・萩原，2013；松田・佐考が増加し，言動では共感的なかかわりが増加したとの報

瀬・長畑・臼井，2000；谷口，2006；山本・吉永・伊藤，

告がある（伊藤・大野・西尾・杉浦，2014）。このように2010）。これらの困難感の背景には，認知症特有の症状へ

看護師の対象理解を学習によって深めることが，認知症高の効果的な対応方法が見つからないことや身体症状の判断

齢者への「共感」の視点を育てることにつながるのではなのむずかしさ（千田・水野，2014），ニーズに沿った十分いかと推察する。一方，Cowdell（2010）は，急性期病棟

of dementia（BPSD）を生じやすい環境にある。このようなケアを行うことができないこと（小山ら，2013）などのついてどうしたらよいのかわからない困難さもあると考えで働くスタッフの認知症高齢者に対する共感の姿勢が足り直接的なかかわりのなかで生じるものと，看護師の人数不ないことを明らかにし，認知症高齢者の感情や経験を理解

足や高齢者の見守りにかかりきりになる状況などの看護業することの必要性を述べている。

務の緊迫化によるマンパワー不足や時間的な制約によるも看護師の患者への共感のプロセスや構造，共感経験や共のなどが明らかになっている（谷口，2006）。一般病棟に感的援助について，またこれらに影響する要因について明おける困難に特化したものとしては，入院・治療が安全にらかにした研究報告はみられたが（藤本，2000；石綿・米

スムーズに行えないこと，夜勤で看護師の人数が少ない状

澤・佐藤・鈴木・遠藤，2010；小代，1989；上野・栗原・況，さまざまな患者を看ながら認知症の人に十分にかかわ

水野・山川・西川，2009），対象を認知症高齢者とした研ることのむずかしさなどが明らかになっている（小山ら，

究報告はみられなかった。看護学生を研究対象とした模擬2013）。

患者の認知症高齢者への共感のプロセスについて明らかに

急性期一般病棟における認知症高齢者への看護に対するされた研究報告は１件あり，看護師の共感を高める基礎教

マンパワー不足や時間的制約は看過できない課題ではある育の充実の必要性が示唆された。（塚本・三澤・中澤・佐

１）元・埼玉医科大学保健医療学部看護学科 Formerly at School of Nursing, Faculty of Health & Medical Care, Saitama Medical University
２）石川県立看護大学 Ishikawa Prefectural Nursing University
日本看護研究学会雑誌 Vol. 39

No. 1

2016

33

急性期一般病棟における看護師の認知症高齢者への共感に関連する要因

野，2008）。

看護師の認知症高齢者への共感

そこで現在，急性期一般病棟で働く看護師の認知症高齢者に対する共感の程度を明らかにし，共感の程度に関連する要因についても検討したいと考えた。共感の程度に関連

基本属性

した要因から，今後の認知症高齢者に対する看護師の共感生活体験を高めるための現任教育や看護基礎教育の方策の提案につなぎたいと考える。

自己学習の姿勢

物理的環境
人的環境

看護基礎教育個人の特性

Ⅰ．研究目的

アセスメントの仕方

職場環境コミュニケーションの得手不得手
培われた能力本研究の目的は，急性期一般病棟における，看護師の認

図１

知症高齢者への共感の程度と，共感に関連する要因を明ら概念枠組みかにすることである。
３．用語の定義
共感とは，角田（1994）の定義を参考に，「他者理解をⅡ．研究方法前提とした感情・認知両アプローチを統合したものととら
え，能動的または想像的に他者の立場に自分をおくこと

１．概念枠組み
看護師－患者間の共感のプロセスや構造について調査した過去の研究より，看護師の共感に影響する要因は，看で，自分とは異なる存在である他者の感情を体験すること」とした。

護師に関する要因・患者に関する要因と職場環境に関する要因に大別できた（藤本，2000；石綿ほか，2010；伊４．対象の選定

藤，2004；塚本ら，2008；上野ら，2009）。本研究では患対象病院は，Ａ県保険医協会が出版した『病院マップ

者に関する要因は認知症高齢者と特定し，看護師と職場環2008年度版』を活用し，Ａ県内すべての一般病床数200床

境に関連する要因について成書（中島・太田・奥野・水以上の16の総合病院・大学病院とし，看護管理者宛に研究

谷，2007；MacKay, Hughes, & Carver, 1967／1991； 薄 井，

協力依頼文書・質問紙・研究承諾書を送り，返信にて研究

1997）を参考に概念枠組みを作成した。

同意の得られた14の病院とした。急性期一般病棟の選定は

共感には人格要因によるものと，学習や訓練等のスキル

看護管理者に一任した。対象者は病棟師長を除く看護師とによるものとの見方がある。認知症高齢者への共感は，看した。ICU・CCU は看護師１人に対する患者の人数が一般護師になる以前の生活体験や教育を通して得た人格的なものと，就職後の学習や臨床経験によるスキルによるものと病棟と比較して明らかに少ないため，また産科・小児科は認知症高齢者が入院している可能性が低いため除外した。

のどちらに関連しているのか明確にしたかったため，看護師に関連する要因は「個人の特性」「経験・学習のなかで５．データ収集方法培われた能力（以下，培われた能力とする）」の２つに分

質問紙と返信用封筒を看護部へ郵送または持参し，質問けた。個人の特性とは，認知症高齢者に共感するにあた

紙は看護管理者，もしくは看護管理者の許可のもと，研究り，年齢や性別，看護師になる以前の生活体験や看護基礎者が研究対象者へ配布し留め置いた。回収は，返信用封筒

教育から得た個々人の特徴とし，【基本属性】【生活体験】

にて対象者個人による郵送法とした。

【看護基礎教育】で構成した。培われた能力とは，就職後の学習や臨床経験によって培われた能力とし，【自己学習の姿勢】【アセスメントの仕方】【コミュニケーションの得６．調査期間
データ収集期間は，平成23年７～９月であった。

手不得手】で構成した。職場環境については，【物理的環境】【人的環境】で構成した（図１）。

７．調査項目⑴

２．研究デザイン
本研究は，「認知症高齢者への共感」に関連する要因を明らかにする，横断研究による関連探索研究である。

共感経験尺度改訂版（EESR）

共感経験尺度改訂版（Empathic Experience Scale Revised:

EESR）は，角田（1994）が開発した共感を感情面と認知面からとらえて個人の共感のタイプを評価する尺度である。本研究にて調査する共感は，感情的アプローチと認知

34

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急性期一般病棟における看護師の認知症高齢者への共感に関連する要因

的アプローチの両視点を含むため，本尺度を選択した。

EESR は，共有経験10項目とそれらの内容を否定する共有不全経験10項目の２つの下位尺度で構成される。共有諾を得たうえで使用した。なお，これらは測定集団を基準とした相対評価で，個人の絶対的な共感能力を測定するものではない。
個人の特性

不全経験とは他者の感情を感じとれなかった経験であり，⑵

自己と他者の間に個別性の認識を生むと考えられるもの【基本属性】は年齢・性別，看護師の経験年数等の４項である。回答方法は「まったくあてはまらない～とても目，【生活体験】は高齢者との同居経験の有無などの２項あてはまる」の７件法である。尺度の信頼性については，目，【看護基礎教育】は老年看護学教育の受講の有無と，Spearman-Brown の信頼性係数が共有経験尺度で .87，共有

認知症高齢者の受け持ちの有無の２項目とした。老年看護不全経験尺度で .82と，十分な信頼性が確認されている。

学教育の受講については基礎看護教育機関の卒業後の年数

妥当性は落合（1983）の孤独感尺度（人間同士の理解・共を記載してもらい，看護教育カリキュラム第二次改正での感の可能性についての感じ方・自己の個別性への自覚）と「老年看護学」が追加された平成２年を基準に計算し，卒の関連を検討し，EESR の基準関連妥当性が確認されてい後18年以下は受講あり，卒後19年以上は受講なしとした。

た数値を得点として合計点を出した。中央値を基準に高得【自己学習の姿勢】は認知症高齢者と自分とのかかわり

点群と低得点群に分け，２つの下位尺度を図２に示したよの振り返りの経験と，研修会への参加の有無の２項目，

うに組み合わせ，以下の４つに類型化した。

【アセスメントの仕方について】は認知症高齢者のとる行る。EESR は間隔尺度として扱い，下位尺度ごとに選択し不全型り等）との関連についての８項目，【コミュニケーション
共有不全経験が高い

共有不全経験が低い

両貧型

両向型

の得手不得手】は認知症高齢者とのコミュニケーションの得手不得手についての１項目である。回答方法は「ある，ときどきある，ほとんどない，ない」の４件法とし，【認知症高齢者とのコミュニケーションの得手不得手】については「得意，どちらかといえば得意，どちらかといえば苦手，苦手」にて回答を得た。

共有経験が低い⑷〔角田（1994，p.195）の「FIGURE1 共感性の類型化」より抜粋し，一部省略〕

図２

培われた能力動と身体面（使用した薬剤等）や社会面（家族とのつなが共有経験が高い共有型⑶

共感経験尺度改訂版（EESR）の４つの類型

職場環境【物理的環境】は病棟の診療科，看護体制，残業についての３項目，【人的環境】は認知症高齢者の看護を行うう
えでの医療従事者間のチームワークについて等の２項目と共有経験得点・共有不全経験得点がともに高い「両向した。回答方法は，認知症高齢者の看護を行ううえでの医型」は，他者理解を可能にし，共感性は最も高い。共有経療従事者間のチームワークについては，「ある，ややある，

験得点は高いが共有不全経験得点は低い「共有型」は，個ほとんどない，ない」の４件法とした。

別性の認識は低く，共有体験を自己にひきつけてとらえて

質問紙作成後，臨床経験のある看護師10名にプレテスト

しまう未熟な共感，つまり同情を意味する。同情は共有体を実施し，わかりにくい箇所や回答しづらい箇所はないか

験をしながらも，自己中心的な観点から自らの体験をとら確認した。

えるため，他者理解としての共感には至っていない。共感と同情を識別できることが EESR の特徴である。共有経験

８．分析方法

得点は低いが共有不全経験得点が高い「共有不全経験優位

質 問 項 目 ご と に 記 述 統 計 を 行 い， 全 体 を 概 観 し た。

型（以下，不全型とする）」は，個別性の認識はなされて

EESR の４類型と，個人の特性・培われた能力・職場環境

いるが，そのことがむしろ対人間の隔たりにつながっておとの間の関連性をみるために χ２検定を行った。有意水準

り，容易に他者は理解できないと感じている。共有経験得は５％とした。なお，「認知症高齢者と自分とのかかわり

点・共有不全経験得点がともに低い「両貧型」は，対人関の振り返り」と「認知症高齢者の看護を行ううえでの医療係そのものが弱く共感性は最も低い。

従事者間のチームワーク」の質問項目は，「ない」「ほとんEESR は学生や看護師の共感性を測定するため，2000年

どない」を「ない」群，「ときどきある」「ある」を「あ代になってからも心理関係をはじめ看護領域の研究等に多り」群とした。認知症高齢者とのコミュニケーションの得く使用されている。本研究で認知症高齢者を対象にして測手不得手については，「得意」「どちらかといえば得意」を定を行うことの妥当性について，著作者に確認し使用の許「得意」群，「苦手」「どちらかといえば苦手」を「苦手」

日本看護研究学会雑誌 Vol. 39

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急性期一般病棟における看護師の認知症高齢者への共感に関連する要因群とした。アセスメントの仕方についての各項目においては，本研究では「ある」をいつでもアセスメントを意識して行っているとみなして「あり」群，他を「なし」群とした。χ 検定にて有意な関連がみられた項目については，ど２

えば苦手」と答えた人は402人（56.9％）といちばん多く，「得意」と答えた人は８人で1.1％ときわめて少なかった。
認知症高齢者のアセスメントの仕方については表３に示した。アセスメントの仕方については，「病棟などの環境ののセルが有意性に貢献したのか検討するために残差分析を

表１

行い，関連性を確認した。調整済み残差の有意な値は定数として次のように定められており，｜残差｜＞1.65で p ＜ .10，
｜残差｜＞1.96で p ＜ .05，｜残差｜＞2.58で p ＜ .01である。

項目

21～30歳

入院中の病棟での経験年数との関連については，一元配

31～40歳置分散分析を行った。統計解析には『SPSS for Windows

41歳以上

340 （48.1）
213 （30.2）
154 （21.7）

性別
男性

34 （4.8）

女性673 （95.2）

看護師の平均経験年数

９．調査への同意および倫理的配慮
本研究は研究者の所属する大学の倫理委員会の承認（第548号）を得て実施した。対象病院の看護管理者には，プライバシーの保護を厳守すること，調査への参加や回答は対象者の自由意思によるものであり，参加拒否により不利益を被ることはないこと，研究目的以外にデータを用いな
いこと，分析公表後にはデータを破棄することを文書にて明記し伝えた。研究対象者には，研究趣旨の説明と研究参加への依頼を文書にて行い，研究同意は質問紙の返信をもって同意したこととし，研究依頼文書にもその旨を明記

認知症高齢者のいる病棟での看護師の平均経験年数ない

440 （62.2）

未記入
身内の認知症高齢者の看護・介護経験ない
看護基礎教育卒業後の年数

141 （19.9）
6 （0.8）

看護基礎教育機関の実習における認知症高齢者の受け持ち経験ない

246 （34.8）ある

450 （63.6）

未記入

11 （1.6）

１．調査実施機関と回収状況
Ａ県内の一般病床数200床以上の総合病院・大学病院のうち，研究協力に同意が得られた14か所の病院で調査を実施した。認知症高齢者が入院している急性期一般病棟43病名から回答が得られた（回収率70.7％）。そのうち，本研究の対象とする病棟以外での勤務場所のもの，年齢・性別・経験年数についての記載がないもの，EESR への回答が全項目に記載されていないもの45名を除く707名を有効回答とした（有効回答率94.0％）。

対象者の培われた能力

項

目

ない

404 （57.1）

ある301 （42.6）

未記入
認知症高齢者と自分とのかかわりの振り返りないある

20～30歳代が全体の約８割で，性別は女性が全体の９割以上を占めた。看護師の平均経験年数は10.8±9.2年で，認知症高齢者のいる病棟に限った平均看護経験年数は6.7±5.8（n ＝707）

人数（％）

認知症高齢者の看護についての研修会への参加

ときどきある

個人の特性については表１に示した。対象者の年齢は2 （0.3）68 （9.6）

145 （20.5）
319 （45.1）
148 （20.9）

未記入

27 （3.8）

認知症高齢者とのコミュニケーションの得手不得手
得意どちらかといえば得意どちらかといえば苦手年であった。培われた能力については表２に示した。コ苦手

ミュニケーションの得手不得手について「どちらかとい

未記入

36

表２

ほとんどない

２．対象者の概要

224 （31.7）
560 （79.2）

18年以下
未記入

1 （0.1）483 （68.3）

ある

19年以上

棟，師長を除く看護師1,064名に質問紙調査を依頼し，752

6.7±5.8年
266 （37.6）

ある

利益は被らないことも併せて記載した。

果

10.8±9.2年

高齢者との同居の経験した。研究への参加は自由意思であり，協力の有無にて不Ⅲ．結（n ＝707）

人数（％）

年齢

EESR の４類型と，看護師の経験年数・認知症高齢者が（version 18.0）』を用いた。

個人の特性

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8 （1.1）201 （28.4）
402 （56.9）
44 （6.2）
52 （7.4）

2016

急性期一般病棟における看護師の認知症高齢者への共感に関連する要因

変化との関連」についてのみが，「ある」と答えた人は406人（57.4％）と半数以上であった。職場環境については表４に示した。看護体制は９割以上が７対１看護体制をとっており，８割以上の人が残業していた。１週間の残業の平
均時間は4.4±3.3時間であった。

対象者の認知症高齢者のアセスメントの仕方（n ＝707）
目

カテゴリー

8

ほとんどない

56

未記入

チームワークとの間に有意な関連がみられた。有意な関連がみられた項目については，どのセルが有意性に貢献したのか残差分析にて確認し，表６に示した。
認知症高齢者と自分とのかかわりを振り返る人では，両

身体面

（1.0）
（2.1）

87 （12.3）

疾患などの身体面，家族とのつながりや認知症高齢者がこ連づけてアセスメントしている人では，共有型に多く不全型では少なかった。病棟などの環境の変化と認知症高齢者との行動とを関連づけてアセスメントしている人では，共365 （51.6）
7

ない

12

ほとんどない61

家族とのつながりとの関連 ときどきある
ある

（1.7）

（8.6）

351 （49.6）
8

ない

8

これまでに生きてきた時代 ほとんどない
背景との関連ときどきある
ある

（1.1）
（1.1）

78 （11.0）337 （47.7）
277 （39.2）

未記入

7

（1.0）

ない

20

ほとんどない86 （12.2）

ときどきあるある（2.8）

345 （48.8）
250 （35.4）

未記入

6

ない

13

ほとんどないときどきある
ある

（0.8）
（1.8）

99 （14.0）356 （50.4）
228 （32.2）

未記入

11

ない

9

ほとんどない32

病棟などの環境の変化とのときどきある
関連
ある

（1.6）
（1.3）

（4.5）

254 （35.9）
406 （57.4）
6

表４

（1.0）

275 （38.9）

未記入

未記入

有意な関連がみられ，【職場環境】では，医療従事者間の233 （33.0）

未記入

個人史との関連に示した。【培われた能力】では11項目中９項目においてれまでに生きてきた時代背景と認知症高齢者の行動とを関（9.8）

252 （35.6）
15ある

４類型と培われた能力・職場環境との関連については表５364 （51.5）
7

ときどきある

統計的に有意な関連がみられた項目はなかった。EESR の向型や共有型に多く，不全型では少なかった。加齢現象や69ほとんどない（0.7）

EESR の４類型と【個人の特性】との関連については，

（2.1）

15

ほとんどないない（7.9）

279 （39.5）

ない

未記入

（1.1）

359 （50.8）5

疾患による障害によって機ときどきある
能低下した部位との関連ある社
会 いままでの職業との関連面

回答数 （％）

ない
加齢現象によって機能低下
ときどきあるした部分との関連ある

使用した薬剤との関連

有不全経験得点ともに最小値は０，最大値は60であった。

境との関連

看護師の認知症高齢者への共感の程度は EESR より，共項

31.45（10.25），中央値30.00であった。共有経験得点と共４．EESR の４類型と個人の特性・培われた能力・職場環

３．看護師の認知症高齢者への共感の程度

表３

有経験得点は平均値（標準偏差）32.55（9.95），中央値

33.00であった。共有不全経験得点は平均値（標準偏差）

（0.8）

項

対象者の職場環境

目（n ＝707）

人数（％）

各病棟の診療科
内科系

274 （38.8）

外科系

214 （30.3）

混合

211 （29.8）

その他

4 （0.6）

未記入
各病棟の看護体制
７対１看護体制
10対１看護体制
未記入

4 （0.6）689 （97.5）
14 （2.0）
4 （0.6）

残業ない106 （15.0）ある

592 （83.7）

未記入
認知症高齢者の看護でモデルとしたい看護師
いなかった

9 （1.3）439 （62.1）

いた260 （36.8）

未記入

8 （1.1）

認知症高齢者の看護を行ううえでの医療従事者間のチームワーク
ない
ほとんどないややある354 （50.1）

ある

196 （27.7）

未記入

日本看護研究学会雑誌 Vol. 39

No. 1

33 （4.7）

104 （14.7）

20 （2.8）201637

急性期一般病棟における看護師の認知症高齢者への共感に関連する要因
表５

共感経験尺度改訂版（EESR）の類型と培われた能力・職場環境との関連

分類

項目

自己学習の姿勢

身体面

認知症高齢者の看護についての研修会への参加（n ＝705）

培われた能力の仕方

社会面

コミュニケーション

両向型

共有型

不全型

両貧型

人数

172人（％）

178人（％）

167人（％）

190人（％）ない

106（62.0）97（54.5）

99（59.3）

102（54.0）65（38.0）81（45.5）

68（40.7）

87（46.0）

あるない認知症高齢者と自分とのかかわりの振り返り（n ＝680）

ある

加齢現象によって機能低下した部位との関連（n ＝702）

ある疾患による障害によって機能低下した部分との関連（n ＝700）

ある

使用した薬剤との関連（n ＝700）

アセスメント

カテゴリー

ない
ない
ない
ある
ない

家族とのつながりとの関連（n ＝699）

ある

これまでに生きてきた時代背景との関連（n ＝700）

ある

いままで職業との関連（n ＝701）

ある

個人史との関連（n ＝696）

ある

病棟などの環境の変化との関連（n ＝701）

ある認知症高齢者とのコミュニケーションの得手不得手（n ＝655）

苦手

ない
ない
ない
ない
得意
内科系

物理的環境

診療科（n ＝699）

外科系
混合

職場環境

なし

残業の有無（n ＝698）

人的環境

あり

ロールモデルとなった看護師の有無（n ＝699）
医療従事者間のチームワーク（n ＝687）［注］χ２検定，＊：p ＜ .05

＊＊

なし
あり
なし
あり

40（24.7）

32（18.6）

76（46.3）

65（35.7）

122（75.3）

140（81.4）

88（53.7）

117（64.3）

96（56.1）

89（50.6）

114（68.3）

124（66.0）75（43.9）87（49.4）

53（31.7）64（34.0）106（63.5）91（51.4）120（71.9）131（69.3）

61（36.5）86（48.6）

47（28.1）

58（30.7）

108（64.3）

109（61.6）

122（73.1）

128（68.1）

60（35.7）

68（38.4）45（26.9）60（31.9）93（55.4）

90（51.1）

115（68.9）126（67.0）75（44.6）86（48.9）52（31.1）

62（33.0）93（54.7）

94（53.4）

113（68.5）123（65.1）77（45.3）

82（46.6）52（31.5）

66（34.9）102（59.6）

103（58.5）

117（70.5）

129（68.6）69（40.4）

73（41.5）

49（29.5）59（31.4）

104（61.9）

108（61.4）

124（75.2）

132（70.6）64（38.1）

68（38.6）

41（24.8）55（29.4）

72（42.1）

54（30.7）80（48.2）

89（47.3）

99（57.9）122（69.3）

86（51.8）

99（52.7）

56（35.0）63（38.7）

39（25.2）

51（28.8）

104（65.0）100（61.3）

116（74.8）

126（71.2）

67（39.2）

61（34.9）68（41.0）78（41.7）45（26.3）

59（33.7）

53（31.9）57（30.5）

59（34.5）55（31.4）45（27.1）

52（27.8）29（17.1）

22（12.6）

23（13.9）32（17.1）

141（82.9）

153（87.4）

143（86.1）

155（82.9）101（59.8）100（56.2）111（67.3）

127（67.9）68（40.2）

78（43.8）54（32.7）60（32.1）

23（13.9）26（15.3）50（30.5）38（20.3）

143（86.1）

144（84.7）

114（69.5）

149（79.7）p値.357.000＊＊.002＊＊.000＊＊.126.001＊＊.007＊＊.037＊.014＊.003＊＊
.043＊

.467

.54
.057
.001＊＊：p ＜ .01

有型が多かった。認知症高齢者とのコミュニケーションをほうが低かった。看護師は大学生や看護学生と比較して共得意とする人では，共有型が多く不全型は少なかった。認感的ではないという先行研究（林・河合，2002；秋山・萩

知症高齢者の看護を行ううえでの医療従事者間のチーム

原，2004）を支持する結果となった。

ワークがあると認識している人では，両向型が多く不全型は少なかった。

看護師を対象とした共有経験得点の平均値（標準偏差）は35.0（9.0），共有不全経験得点の平均値（標準偏差）は30.1（10.1）との報告（石綿ら，2010），共有経験得点のⅣ．考

平均値（標準偏差）は31.92（8.78），共有不全経験得点の察

平均値（標準偏差）は38.35（6.43）との報告（林・河合，

１．急性期一般病棟における看護師の認知症高齢者への共2002）もあった。共有経験得点・共有不全経験得点の平均感の程度について

値は，比較検討できる研究が少ないという限界はあるが，認知症高齢者を対象とした看護師の EESR の結果は，共共感する対象を認知症高齢者に特定したことによる高低の有経験得点は平均値（標準偏差）32.55（9.95），共有不全

特徴はみられなかった。

大学生を対象とした共有経験得点の平均値（標準偏差）は２．認知症高齢者への共感に関連した要因について

経験得点は平均値（標準偏差）31.45（10.25）であった。

38.53（8.57），共有不全経験得点の平均値（標準偏差）は認知症高齢者への共感に関連した要因は，認知症高齢者

32.26（8.84）であった（角田，1994）ことや，看護学生と自分とのかかわりを振り返ること，認知症高齢者の身体（6.94），共有不全経験得点の平均値（標準偏差）は32.72

ミュニケーションの得手不得手，認知症高齢者の看護を行を対象とした共有経験得点の平均値（標準偏差）は40.22（9.51）であった（林・河合，2002）ことから，本結果の38

面や社会面のアセスメントの仕方，認知症高齢者とのコ
ううえでの医療従事者間のチームワークであった。いずれ

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急性期一般病棟における看護師の認知症高齢者への共感に関連する要因
表６

共感経験尺度改訂版（EESR）の類型と有意な関連がみられた項目の残差分析
両向型

分類

項目

自己学習の姿勢

認知症高齢者と自分とのかかわりの振り返り（n ＝680）

加齢現象によって機能低下した部位との関連（n ＝702）

家族とのつながりとの関連（n ＝699）

アセスメントの仕方

これまでに生きてきた時代背景との関連（n ＝700）

社会面

いままで職業との関連（n ＝701）

個人史との関連（n ＝696）

病棟などの環境の変化との関連（n ＝701）

コミュニケーション

職場環境［注］残差分析

人的環境

認知症高齢者とのコミュニケーションの得手不得手（n ＝655）

認知症高齢者の看護を行う上での医療従事者間のチーム
ワーク（n ＝687）｜残差｜＞1.96

⇒

両貧型

不全型

人数（％）
調整済み残差ない

40（24.7）

ある122（75.3）ない

96（56.1）

ある75（43.9）ない

106（63.5）ある

61（36.5）ない

93（55.4）ある75（44.6）ない93（54.7）

ある

77（45.3）
1.8

ない

102（59.6）

ある69（40.4）
1.5

ない

104（61.9）ある

64（38.1）ない

72（42.1）

ある99（57.9）
0.0

苦手

104（65.0）

得意56（35.0）なし

23（13.9）

あり

－2.1*

32（18.6）－4.2**

1.5

76（46.3）
4.8**
88（53.7）

89（50.6）

124（66.0）114（68.3）

87（49.4）64（34.0）53（31.7）

91（51.4）

131（69.3）120（71.9）86（48.6）

58（30.7）

47（28.1）

90（51.1）

126（67.0）115（68.9）86（48.9）62（33.0）52（31.1）

94（53.4）

123（65.1）

113（68.5）82（46.6）

66（34.9）

2.2*

－1.5

52（31.5）

103（58.5）

129（68.6）

117（70.5）73（41.5）59（31.4）

1.9

－1.4

49（29.5）

108（61.4）

132（70.6）

124（75.2）

68（38.6）

55（29.4）

41（24.8）54（30.7）

89（47.3）80（48.2）

122（69.3）

99（52.7）

3.5**

－1.7

86（51.8）100（61.3）

126（71.2）

116（74.8）

63（38.7）

51（28.8）

39（25.2）

26（15.3）

38（20.3）50（30.5）

0.2

3.9**

143（86.1）

144（84.7）

149（79.7）

114（69.5）

2.3*

1.7

－1.3
1.3
－0.2
0.2
－1.6
1.6
－1.8

－1.5

－1.7
1.7
0.0

－1.0
1.0

－2.3*

140（81.4）65（35.7）
117（64.3）

2.1*

身体面
疾患による障害によって機能低下した部分との関連（n ＝700）

共有型

カテゴリー

4.2**
－3.0**
3.0**－4.0**
4.0**－3.0**
3.0**
－2.2*

－1.9

－1.9
1.9

－3.5**

－2.1*
2.1*
－1.7

－1.5
1.9
－1.9
1.8
－1.8
2.1*

－2.1*
1.5

1.4

1.1
－1.1
1.7

1.0
－1.0

－0.2

－4.8**
2.4*
－2.4*
2.4*
－2.4*
2.5*
－2.5*
2.4*
－2.4*
1.9
－1.9
2.5*
－2.5*
1.8
－1.8
2.1*
－2.1*

－3.9***：p ＜ .05 ｜残差｜＞2.58 ⇒ **：p ＜ .01の項目も「あり」もしくは「得意」と回答した人が共有経的なことの１つに自分自身の動機や行動を洞察することを験得点の高い両向型や共有型に多く，「なし」や「苦手」あげている。塚本ら（2008）の研究においても，看護学生と回答した人が共有経験得点の低い不全型や両貧型に多の認知症高齢者への共感に至るプロセスのなかに，認知症

かった。このことから認知症高齢者への共感には，他者と高齢者とのすれ違いが生じているかかわりを自覚し，自己の情緒的なつながりをもつ経験である共有経験が大きく関のかかわりを内省する過程があることを述べられている。

与していることが考えられた。その一方で，EESR と個人

忙しい毎日のなかで，認知症高齢者への看護を通して違和の特性や物理的環境とは有意な関連が認められなかったこ

感や疑問を生じながらも振り返りをする機会がなく，解消とから，急性期一般病棟における看護師の認知症高齢者へされずにそのままになっている可能性がある。個人で振りの共感に関連する要因は，看護の経験や学習のなかで培わ返ることも大切であるが，病棟全体で具体的な事例を振りれた能力や職場の人的環境のように，意識することで変え返る事例検討会などを開催し，多数の視点で効果的に振りられるものであることが明らかとなった。

返る機会をつくることも，現任教育として共感を高める１

MacKay, et al.（1967/1991）は，共感性の高い人に特徴つの方法と考える。下平・伊藤は，一般病棟で身体的治療

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急性期一般病棟における看護師の認知症高齢者への共感に関連する要因を受ける認知症高齢者ケアの教育研修へのニーズとして感に至ると考える。本研究結果からも，身体面や社会面を「急性期病棟での具体的事例を用いた認知症高齢者のケア

アセスメントすることは，共感に影響する要因となること

方法の理解」があったことを報告している（2012）。

が示された。現代の複雑な医療背景に対して期待が高まっ認知症高齢者の看護を行ううえでの医療従事者間のチーている高度実践看護師の教育課程にも病理学，薬理学，病ムワークがあると認識していることと共感が関連したこと態のアセスメントの必要性が指摘されている（野嶋ら，については，小代（1989）は共感が生じやすい環境因子に

2011）。

医療者や家族などの患者をとりまく人たちの協力的態度を先行研究（藤本，2000）にて看護実践を通して体験したあげており，「協力的でいい関係のチームが組めたことが，経験が共感に影響する要因としてあげられていたため，本患者とのいいかかわり，共感を生じる一つの状況因子とな

研究では経験年数との関連について調べた。しかし，看る」と述べている。認知症高齢者が急性期一般病棟で入院護師の経験年数と EESR との関連はみられなかった。藤本

する場合，治療が優先されるために点滴管理や安静の確保（2000）は，共感に影響する経験について，よい援助がでのために看護師の目や手が１人の患者にかかりきりになる

きた満足感や患者への接し方で悩んだり注意をされると状況は多い。また，一般病棟では同時にさまざまな患者をいったマイナス体験，そしてそれらを通して看護の意義にみなければならないことや夜勤もあるため，認知症の人について改めて考えたり，意識してかかわるといった再認識

十分かかわるのがむずかしい現状もある（小山ら，2013）。

することをあげている。看護実践を通しての経験は，単に認知症高齢者の看護を行ううえで家族や医療従事者間の経験の時間的な期間が影響しているのではなく，認知症高チームワークが上手く機能すれば，チーム全体で役割を適齢者の看護を実践するなかで，積極的にかかわりながらう宜変化させたり，分担しながら助け合える状況が予測できまくいった経験やそうではなかった経験を実感し，自分のる。またチームワークが協力的であると，時間や精神的ななかでそれらの経験を振り返り咀嚼して，自分の経験知とゆとりが生まれやすく，共感的にかかわりやすい状況とな

して積み重ねていくことが，共感を高めていくことにつなる可能性が示唆された。

がると考えられた。

EESR の特徴は，共有経験得点が高い「両向型」と「共有型」を，共有不全経験得点も高く，自分と他者は異な３．急性期一般病棟における看護師が認知症高齢者に共感るという個別性の認識をもって共感ができている「両向する必要性型」なのか，共有不全経験得点は低く，個別性の認識が低

小山ら（2013）は，一般病棟で認知症高齢者のケアを行

く共有体験を自己中心的な観点から自らの体験をとらえる

う看護師の困難として，認知症の人が予期せぬ行動をする

未熟な共感，つまり同情である「共有型」なのか識別できことや，患者それぞれで接し方の善し悪しが違うことがあるところである。残差分析の結果，各項目に関連していたり，認知症の人の看護は他の患者と同じ方法では通用しな

EESR の類型は，共有経験得点・共有不全経験得点がともいことを述べている。これまで多くの看護師が，患者へのに高い「両向型」よりも，共有経験得点は高いが共有不全

看護を行う際には問題解決型の看護過程を経て必要な看護経験得点は低い「共有型」が多かった。このことから急性を行ってきた。しかし，認知症高齢者への看護に同様の問

期一般病棟での看護師の認知症高齢者への共感は，自己と題解決型の思考過程での看護展開では，自分の視点から見他者の個別性を確立した真の共感がなされているとは言いた認知症高齢者の理解できない行動はすべて「問題」ととがたく，未熟な共感である同情が多くなされている可能性

らえる可能性がある。とくに急性期一般病棟では患者のが高いことがうかがえた。

心身の状態が急性期であるがゆえに，患者にとって苦痛

自己と他者の個別性を確立し，認知症高齢者への共感がや不快感が伴う医療処置が多くなりがちである。これま真の共感となるためには，認知症という疾患について正し

で BPSD が問題行動とよばれていた理由には，このようなく知ることに加え，加齢現象や併発している疾患，使用中背景があることが推測できる。長畑・松田・小野（2003）の薬剤が心身にどのような影響を与えているのか，また生は，これまでの看護教育で教えられてきた問題解決アプ

い立ちや家族関係などの社会的側面，環境の変化等などのローチだけでは認知症高齢者の看護を展開していくのには視点をもって対象をとらえ，着眼しやすい突出した症状や限界があり，問題解決アプローチのような一件落着する解

言動だけに目を奪われるのではなく，対象者の全体像をて決方法とは違った，継続的かつ探索的なアプローチが重要

いねいにアセスメントすることが対象理解につながると考なのであり，対象者の視点でニ―ドを見出していく技術がえる。急性期一般病棟という場であっても，認知症高齢者必要だと述べている。看護師の認知症高齢者のとらえ方やをていねいに一人の人として十分に対象理解ができたと視点を共感を意識した見方に変えることで，いままで問題

き，自己と他者の区別が明確になり，同情ではない真の共だと認識し困難に思っていたことも理解できることに変わ40

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急性期一般病棟における看護師の認知症高齢者への共感に関連する要因

る可能性がある。急性期一般病棟で BPSD を生じる認知症症高齢者ではない患者を想定した可能性がないとは言い切

状況にあることを看護師は深く認識し，より一層の「共対的な個人の共感能力を測定するものではないため，測定

高齢者は，私たちの想像以上に心身ともに混乱し，つらいれない。また本研究で用いた EESR は相対評価であり，絶感」を意識して接することが重要ではないかと考える。看する集団が変化すれば，そこに属する人たちの類型も変化

護師は認知症高齢者の立場に立った視点，すなわち「共する可能性も有する。

感」を意識したとらえ方に移行していく転換期を迎えてい謝ると推測できた。

辞
お忙しいなか，本研究にご協力いただきました病院の看護管理者の皆さま，病棟看護師の皆さま，そして本論文をⅤ．本研究の限界と課題書き上げるまでにご協力いただきましたすべての方々に厚急性期一般病棟の看護師を対象に認知症高齢者を想定しくお礼を申し上げます。なお，本論文は小田沙矢香が平成た質問紙調査を行ったが，入院患者のすべてが診断のつい23年度に石川県立看護大学大学院へ提出した修士論文に加た認知症高齢者ではないため，対象者である看護師は認知筆修正したものです。

要旨

看護師の認知症高齢者への共感の程度とそれに関連する要因を明らかにするため，急性期一般病棟において看護師1,064名を対象に自記式質問紙調査を行った。回収率は70.7％であった。対象者の平均経験年数は10.8±9.2年であった。EESR の結果は，共有経験得点が平均値32.55（9.95），共有不全経験得点は平均値31.45（10.25）であった。共感に関連した要因は，認知症高齢者と自分とのかかわりを振り返ること，認知症高齢者の身体面や社会面のアセスメントの仕方，認知症高齢者とのコミュニケーションの得手不得手，認知症高齢者の看護を行ううえでの医療従事者間のチームワークであった。EESR と個人の特性や物理的環境とは有意な関連が認められなかったことから，共感に関連する要因は，看護の経験や学習のなかで培われた能力，職場の人的環境のように，意識することで変えられるものであることが明らかとなった。

Abstract
A self-administered questionnaire survey was conducted to investigate nurses’level of empathy toward elderly adults withdementia, and associated factors. A questionnaire was sent to 1,064 nurses working on acute general wards. The response
rate was 70.7％, and the mean length of employment was 10.8±9.2 years. The Empathic Experience Scale Revised（EESR）
results showed that the mean score for sharing experience was 32.55（9.55）, while that for insufficient sharing experience
was 31.45（10.25）. Factors associated with empathy toward elderly adults with dementia included reflection on nurses’own
relationship with the patients; the way of assessing the patients’physical and social characteristics; likes and dislikes regarding communication with the patients; and teamwork among medical professionals for implementation of care. EESR results
were not significantly associated with nurses’individual characteristics or surrounding physical environment. These results
suggest that factors associated with empathy in nurses were associated with consciously changeable features, such as theinterpersonal environment at work and abilities attained through learning and experience in nursing care.

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2016

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平成27年２月19日受付
平成27年11月18日採用決定

No. 1

2016

−研究報告−地域在住高齢者における聞こえの自己評価と純音聴力閾値の左右差および語音了解閾値との関係
Self-perceived Hearing Problems of Frail Elderly People andtheir Relation to Hearing Threshold Level and Speech Recognition Threshold
山

田

紀代美１）

Kiyomi Yamada

西

田

公

昭２）

Kimiaki Nishida

キーワード：虚弱高齢者，聞こえの自己評価，純音聴力閾値，語音了解閾値，左右差
Key Words：frail elderly people, self-perceived hearing problem, hearing threshold level（HTL）,
speech recognition threshold（SRT）, different hearing abilities of both ears

緒のが多い（樋口，1984；立木ら，2002；八木ら，1996）。

言病院受診を自ら行うということは，何らかの症状や疾病を高齢期には加齢による聴覚の生理的な機能低下が進み，基礎としていることから難聴を受け入れている者が多く，高音から徐々に進む感音性難聴に至る者が多い。2012年にその後の治療へと結びつきやすい集団と推察される。一報告された内田・杉浦・中島・安藤・下方（2012）の行っ

方，地域で暮らす難聴の自覚のない高齢者の場合には，難た疫学調査においては，65歳以上人口のおよそ56％，1,500

聴を自覚する機会もなく生活を継続することでその後の健万人あまりの難聴高齢者の存在が推測されている。しか康問題が発生する可能性が考えられる。筆者らは，地域にし，聴力の低下は徐々に出現することから自分自身ではそ暮らす高齢者の難聴が健康に及ぼす問題に関して，難聴のの問題に気づきにくいこと，歳だからとあきらめてしまう

早期発見のために，防音室の設備や機器を必要としない簡などが指摘されている（安田・古川，2009）。また，聴力便な方法として，高齢者自身の聞こえに対する認識，すな低下を補うための補聴器は，装用してもあまり効果が得ら

わち聞こえの自己評価に注目し，オージオメータを用いた

れないなどの誤解（夜陣ら，1997）や補聴器は老人の象聴力検査との関係およびそれらに関する要因の探索を行っ徴といった偏見（Walhagen, 2009）も加わり，装用も進んてきた（鍋島・山田，2014）。その結果，高齢者の75％はでいない。補聴器が必要な人は約1,900万人と推測されて聞こえの自己評価と純音聴力閾値の一致がみられたもの

いるものの，実際に使用している者は約339万人，およその，純音聴力閾値の低下に対し聞こえが悪いとは思わない

15％と推測されていることから，高齢者も聞こえにくい状と述べるなど，聴力の実態と聞こえの自己評価との乖離が態のまま生活しているものと推察される（日本補聴器工業

みられる高齢者と，反対に聴力低下に敏感に反応するタイ会，2014）。

プの存在を明らかにすることができた。しかし，その研究

このように聞こえにくさを感じて生活している高齢者のうち，難聴の自覚がある場合にはさまざまなコミュニケーに用いた調査方法は，1,000Hz と2,000Hz のおのおの40dBの純音が聞こえるか否かで判定したものである。高齢者のションの失敗を繰り返すなかでストレスを感じ，その結場合には，高音域から聴力低下が始まることや音は聞こ

果，精神的健康度を低下させることも指摘されている（矢えても言葉として認識しにくいともいわれている（樋口，嶋ら，2004）。また，コミュニケーションの機会を減らす

1984；八木ら，1996）。さらに，最近では加齢性難聴におなどの対処を行うことで社会参加が減少し，閉じこもりへ

ける聴力低下において，一般的な両側性ではなく，左右差の移行も報告されている（斎田・山根・東，2010）。最近が生じることも報告されている（田所・松田，2013）。一の米国の Lin, et. al（2011）による疫学調査では，難聴と認側のみに難聴を伴う一側性難聴については，これまで日常

これまで，高齢者の難聴の実態を調査した研究において

岡野・原島・堅田（2009）は，一側性難聴の人の患側耳かは，施設内，とくに病院受診を行った患者を対象としたもらの聞きとりやスピーチの理解に関する困難の存在を指摘

知症との関連性も示唆されている。

生活においてはほとんど支障がないと考えられてきたが，

１）名古屋市立大学看護学部 School of Nursing, Nagoya City University
２）立正大学心理学部対人・社会心理学科 Department of Interpersonal and Social Psychology, Faculty of Psychology, Rissho University
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43

地域在住高齢者における聞こえの自己評価と純音聴力閾値の左右差および語音了解閾値との関係している。
以上から，本研究の目的は，地域に暮らす高齢者の聞こ指標を用いて，「手段的 ADL（５項目）」「知的能動性（４項目）」「社会的役割（４項目）」の３因子13項目を把握しえの自己評価に対して，純音聴力検査に加え語音聴力検査

た。本尺度は，各項目に対して「できる」に１点，「できも実施し，聞こえの自己評価と聴力の関係をより精緻に検ない」に０点を配点し，その合計得点が高いほど機能が高討する。加えて，高齢者の聞こえの自己評価と純音聴力閾

いことを示している。外出および交流頻度については，外値の左右差についてもあわせて検討することとした。

出は「家から外に出ること」，交流とは「同居している家族以外の人と話しをすること」とし，１週間におけるおの

Ⅰ．用語の操作的定義
本研究では，気導純音聴力検査を実施し，両耳におけるおのの日数で回答を求めた。
⑵

聴力に関する事項

高齢者自身の聞こえの自己評価を把握するために，Uchida,500，1,000，2,000，4,000Hz の各周波数における検査音のNakashima, Ando, Niino, & Shimokata（2003）の研究で使用

ついては，語音了解閾値検査を用い，67-S 語表（日本聴用い，「聞こえが悪いと思わない（以後，思わない）」「聞覚医学会，2003）における数字の読みあげたものを記載

こえが悪いとたまに思う（以後，たまに思う）」「聞こえがし，その正答率が50％に該当する音のレベルを算出した数

悪いと思う（以後，思う）」の３段階で回答を求めた。ま

値を「語音了解閾値」とした。

た，難聴であると他人から指摘されたことがあるか否か，

最小可聴閾値を「純音聴力閾値」とした。語音聴力検査にされた「自分で聞こえが悪いと思いますか」という問いを耳に関する既往歴の有無とその病名，補聴器使用の有無についてもあわせて質問した。

Ⅱ．研究方法
１．研究対象者

４．聴力検査A 市社会福祉協議会が主催している介護予防事業の一つ

で，B 区高齢者はつらつ長寿推進事業の活動に参加する高

純音聴力閾値および語音了解閾値の両検査には，リオン製の『オージオメータ AA-77A』を使用した。純音聴力齢者のうち，C 会場24人，D 会場19人の合計43人を調査対

閾値検査は，5dB の上昇法にて両耳の500，1,000，2,000，

齢者で，自力で各会場に来場が可能な者となっている。参は，各周波数の検査音がヘッドホンより聞こえた場合に手象者とした。本事業の参加条件は A 市在住の65歳以上の高4,000Hz の最小可聴閾値を測定した。被検者である高齢者

加者の認知機能については，対象者の負担を考慮しアン元の応答ボタンを押すように教授された。語音了解閾値のケート調査への回答状況により一定以上の認知能力が保持

測定は SONY DVD プレーヤー『DVP-SR200P』を『オーされていると判断した。

ジオメータ AA-77A』に接続し1,000Hz の校正後，日本聴２．調査方法構成されている67-S 語表の数字を１行目から「２（に）」覚医学会が作成した語表 CD を使用した。６語 × ６行で本調査は，集団でのアンケート調査と聴力検査で構成されている。アンケート調査については，高齢者はつらつ長「４（よん）」「５（ご）」というように１語ずつ５ dB ス
テップで検査音を下げていき，それを紙に聞こえたとおり

寿推進事業の活動メニューの一つに加えていただき，健康

記載するように指示し６行すべてを両耳ともに施行した。

講座の一環として難聴に関する講話と調査を組み合わせて語音了解閾値検査の開始音は，対象者の各耳の純音聴力閾実施した。アンケートに参加した対象者は後日，純音聴力

値の平均値より15dB 以上の大きな聴力レベルから行った閾値および語音了解閾値を測定した。調査期間は2012年10（小田，2009）。これらの聴力検査の方法については，大学

月から2013年７月までであった。

病院に勤務する言語聴覚士より指導を受けて実施した。な
お，C 会場は，同一会場にある防音対策が施された録音室で１日３～５人ずつ事業開催日の活動終了後に実施した。

３．自記式アンケートの調査項目⑴

高齢者の属性等

年齢（生年月），性別，家族構成，健康状態，老性自覚，活動性，外出および交流頻度について質問した。現在の健康状態に関する主観的健康感は，「全く健康」から「全く健康でない」の５段階で質問した。老性自覚については，
自分を老人だと思うか否かについて質問し，思うを「あり」とした。高齢者の活動性については，老研式活動能力
44

D 会場においては，聴力検査が実施できる個室が準備できなかったため，別の建物の静かな個室に移動し毎回２人ずつ各聴力検査を行った。平均騒音レベルは C 会場（録音室）が41.8dB，D 会場（別棟の個室）が35.4dB であった。

５．分析方法純音聴力閾値においては，各耳の500，1,000，2,000，4,000Hz

日本看護研究学会雑誌 Vol. 39

No. 1

2016

地域在住高齢者における聞こえの自己評価と純音聴力閾値の左右差および語音了解閾値との関係の各測定された閾値から，４分法〔（500Hz 閾値＋1,000Hzは78.3±6.3歳であった。主観的健康感は普通以上が33人

平均純音聴力閾値とした。両耳のうち平均純音聴力閾値があった。老研式活動能力指標合計点は12.5±1.0点であっ閾値 × ２＋2,000Hz 閾値）／４〕による平均値を算出し， （94.3％）であった。老性自覚はなしが21人（60.0％）でよいほうを良聴耳，悪い側を不良聴耳とした。さらに，平
均純音聴力閾値は World Health Organization（WHO）聴た。外出日数は5.4±1.8日／週，交流日数は，3.7±1.9日／週あった。

力障害基準（以後，WHO 基準）により，25dB 以下を「正表１常 」，26～40dB「 軽 度 」，41～60dB「 中 等 度 」，61～80dB「重度」，80dB 以上「最重度」と分類した。語音了解閾値

項目については，語音明瞭度（正答率）50％を通過する聴力レ

年齢（歳）ベルを計算にて求め，各耳の語音了解閾値とした（小田，性別2009）。純音聴力閾値の聞こえの自己評価による比較には，一元配置分散分析およびその後の多重比較は Bonferroni を用いた。純音聴力閾値と語音了解閾値の関係の検討には相布により正規性が確認された場合には Pearson の積率相関用いた。聞こえの自己評価別の良聴耳の WHO 基準分類にに，事例分析も行った。
なお，聞こえの自己評価の回答肢である聞こえが悪いとは分けて「思う（補聴器使用）」として分析した。統計的有意水準は５％以下とし，統計処理には IBM の『SPSS

3

女性

32

91.4

夫婦二人

8

子どもと同居

22.9

7

独居

18

その他

2

5.7

非常に健康である

3

かなり健康である

8.6

23

普通

7

あまり健康でない2

老性自覚に「思う」のみならず対処もしていることから，「思う」

なし

21

あり

14

老研式活動能力指標

合計（点）手段的 ADL（５項目）

Statistics version 19』を使用した。

知的能動性（４項目）
社会的役割（４項目）
外出（日／週）

６．倫理的配慮
アンケート調査実施前に対象者に対して，口頭と紙面に％男性

主観的健康感

おける不良聴耳の分類についてより詳細に検討するためと「思う」の10人中，補聴器を使用している５人はすで

人数

家族構成

関係数を算出した。相関係数の算出にあたり，データの分係数を，そうでない場合には Spearman の順位相関係数を

対象者の特性交流（日／週）（n ＝35）

平均

標準偏差

78.3

6.3

12.5

1.0

3.9

0.2

8.6

20.0

51.4

65.7
20.0
5.7

60.0

40.0

4.9

3.6
5.4
3.7

0.2
0.9
1.8
1.9

て調査目的，アンケート調査および聴力検査の概略，個人情報の保護，調査を拒否または中断する権利，またそれら

２．聞こえの状況（表２）を行った場合にも不利益を被らないことを説明し協力を求「自分で聞こえが悪いと思いますか」という質問に対めた。アンケート調査においては，調査票の提出をもってして，「思わない」が15人（42.9％），「たまに思う」10人同意を得たものとした。引き続き，聴力検査に協力の意志を示した高齢者に対しては，再度研究の趣旨および個人情報の保護等について口頭と文書で説明後，研究対象者本人（28.6％），「思う」が10人（28.6％）であった。他人からの難聴の指摘については，「なし」が25人（71.4％）であった。耳に関する既往歴がありと答えた者は５人（14.3％）

による同意書への署名により聴力検査への承諾を確認しで， 中 耳 炎 が ３ 人 で あ っ た。 補 聴 器 使 用 あ り は ５ 人た。アンケート用紙と同意書の連結は，性別と生年月の情（14.3％）であった。

報とで確認した。本調査は研究者の所属する大学の研究倫
理委員会にて2012年９月に承認（ID 番号12019）を受けた。

Ⅲ．結

３．良聴耳および不良聴耳における純音聴力閾値と語音了解閾値（表３）
良聴耳における500Hz の純音聴力閾値の平均値は29.6±

果

15.5dB，1,000Hz は26.3±15.8dB であり，以後，周波数が高くなるほど悪かった。不良聴耳も，周波数が高くなるほ１．対象者の特性（表１）
２会場における参加者は43人であったが，自記式アン
ケートおよび聴力検査が実施できたのは35人であった。対象 は 男 性 ３ 人（8.6 ％）， 女 性32人（91.4 ％） で 平 均 年 齢

ど閾値は悪かった。４分法における平均値は良聴耳28.0±

15.4dB，不良聴耳37.4±21.2dB であった。語音了解閾値は良聴耳26.5±14.4dB，不良聴耳30.8±14.6dB であった。

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2016

45

地域在住高齢者における聞こえの自己評価と純音聴力閾値の左右差および語音了解閾値との関係
表２

聞こえの状況

項目う」34.3±7.2dB および「思う（補聴器使用）」57.5±8.3dB（n ＝35）

人数

で あ り， 有 意 差（p ＜ .05） が み ら れ た。「 た ま に 思 う 」％

24.6±7.1dB および「思う」34.3±7.2dB は，「思う（補聴

聞こえの自己評価（人）（聞こえが悪いと思うか）器使用）」57.5±8.3dB より有意（p ＜ .05）に聴力がよかっ42.9

た。しかし，「思わない」と「たまに思う」および「たま

10

28.6

聴耳においても良聴耳と類似した傾向であったが，「たま

なし

25

あり

71.4

10

28.6

なし

30

あり

85.7

5

14.3

なし

30

あり

85.7

5

思わない

15

たまに思う

10

思う

に思う」と「思う」では，有意差がみられなかった。不良28.6

他人からの難聴の指摘

耳に関する既往歴

補聴器に思う」34.5±13.7dB は「思う」56.8±12.6dB に比べ有意（p ＜ .05）に聞こえが良かった。

５．聞こえの自己評価別の良聴耳および不良聴耳における純音聴力閾値と語音了解閾値の相関関係（表５）
聞こえの自己評価の回答別に，良聴耳および不良聴耳における純音聴力閾値と語音了解閾値の相関関係を検討し14.3

た結果が表５である。良聴耳においては「思う（補聴器使用）」を除き，相関係数 r ＝ .718～ .975と有意（p ＜ .01）に高い相関関係が確認できた。不良聴耳においては「思わ４．聞こえの自己評価と良聴耳ならびに不良聴耳の純音聴力閾値との関係（表４），「たまに思う」は r ＝ .745（p ＜ .05）
ない」は r ＝ .648（p ＜ .01）
で正の相関が認められたものの，「思う」では有意差は認

聞こえの自己評価の回答別に，純音聴力閾値の平均値

められなかった。

を良聴耳ならびに不良聴耳において比較した結果が表４である。良聴耳では「思わない」は18.3±8.6dB で，「思表３

良聴耳および不良聴耳における純音聴力閾値と語音了解閾値
良聴耳

聴力検査
500 Hz ＊1

純音聴力閾値

平均値（dB）

標準偏差

26.3

15.8

1,000 Hz2,000 Hz4,000 Hz

＊2

29.6

15.5

30.0

17.3

39.9

平均値

平均値（dB）

標準偏差

35.3

21.4

19.6

28.0

語音了解閾値 ＊3（n ＝35）

不良聴耳

20.3

38.3

21.8

40.3

15.4

26.5

37.6

20.1

37.4

14.4

21.2

30.8

14.6

＊1

［注］ ：不良聴耳の結果は，測定可能者33人の結果である。
＊2：不良聴耳の結果は，測定可能者31人の結果である。
＊3：良聴耳34人，不良聴耳31人の結果である。

表４

聞こえの自己評価と良聴耳ならびに不良聴耳の純音聴力閾値との関係（n ＝35）

純音聴力閾値
聞こえの自己評価
聞こえが悪いと思わない
（15人）

良聴耳
平均値 ± 標準偏差（dB）
18.3±8.6

たまに思う
（10人）

24.6±7.1

思う（５人）

34.3±7.2

思う（補聴器使用）（５人）

57.5±8.3

不良聴耳
統計学的検定＊＊＊平均値 ± 標準偏差（dB）

56.8±12.6
70.8±14.8［注］一元配置分散分析 , その後に多重比較を実施。＊：p ＜ .05
46

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＊

21.8±8.1
34.5±13.7＊

統計学的検定

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＊
＊
＊

地域在住高齢者における聞こえの自己評価と純音聴力閾値の左右差および語音了解閾値との関係
表５

聞こえの自己評価別の良聴耳および不良聴耳における純音聴力閾値と語音了解閾値の相関関係（n ＝35）

聞こえの自己評価

良聴耳（r）

不良聴耳（r）

聞こえが悪いと思わないａ）（15人）.718**.648**

たまに思う
（10人）

.871**

.745*

思う
ｂ）
（5人）

.975**.500

思う（補聴器使用）
ｃ）
（5人）

.800

－

全体ａ）

.936**.922**

は８人，「中等度」５人で，「重度」は１人であった。良聴耳の「正常」に分類された21人は，聞こえが悪いと「思わない」が14人，「たまに思う」６人，「思う」１人となった。それらの内訳をみると，「思わない」では良聴耳が「正常」かつ不良聴耳が「正常」である者が14人中12人と全体の８割を占めた。しかし「たまに思う」では，良聴耳が「正常」であるのに対し，不良聴耳では「正常」２人に対し「軽度」「中等度」「重度」といった「正常」以外が６
人中４人と全体の67％であった。同様に「思う」は，良聴耳が「正常」で不良聴耳は「中等度」であった。また，聞こえの自己評価と良聴耳および不良聴耳の純音聴力閾値との差がみられた，「思わない」の回答でありながら，良聴［注］ａ）：Pearson 積率相関係数を，その他は Spearman の順位相関係数を使用。
ｂ）：不良聴耳の語音了解閾値は４人で分析。
ｃ）：語音了解閾値は良聴耳４人で分析，不良聴耳は１人のみで分析不可。
**：p ＜ .01，*：p ＜ .05

耳「正常」，不良聴耳「軽度」の２人と両耳ともに「軽度」の１人，加えて「たまに思う」で，良聴耳，不良聴耳ともに「正常」の２人の合計５事例を分析したものが表７である。「思わない」と回答した高齢者は，独居の事例 B 以外

６．聞こえの自己評価と良聴耳の純音聴力閾値によるは子どもと同居しており，耳に関する既往歴および難聴のWHO 基 準 分 類 に お け る 不 良 聴 耳 の WHO 基 準 の 分 布

他人からの指摘を受けた者は１人もなかった。一方，純音（表６，表７）

聴力閾値は両耳ともに「正常」にもかかわらず「たまに思聞こえの自己評価と良聴耳の平均純音聴力閾値を WHOう」と回答した高齢者は，独居である事例 D と夫婦二人

基準で分類した表に，不良聴耳の WHO 基準を表したものが表６である。良聴耳における「正常」は21人，「軽度」
表６

暮らしの事例 E であり，事例 E は他人から難聴の指摘を受けた経験を有していた。

聞こえの自己評価と良聴耳の純音聴力閾値による WHO 基準分類における不良聴耳の WHO 基準の分布
良正常25dB 以下
（21人）

軽

中等度

重

度

最重度

25～40dB

41～60dB

60～80dB

80dB 以上

（８人）

（５人）

（15人）

常
度

12人
２人

軽

度

１人

たまに思う

（10人）

正 常
軽 度
中等度
重 度

２人
２人
１人
１人

軽

度

４人

思う

（5人）

中等度

１人

中等度

３人

思う（補聴器使用）（n ＝35）耳度

正軽聞こえが悪いと思わない

聴

重

（5人）

度

１人

中等度
重 度
最重度

２人
１人
１人

（１人）

重

度

（０人）

１人

［注］WHO 聴覚障害基準は（500Hz，1,000Hz，2,000Hz，4,000Hz）／4の平均値を用いており，本研究では平均値の算出方法は異なるが分類の基準として参考にした。
表７
聞こえの自己評価

聞こえが悪いと思わない

たまに思う

聞こえの自己評価と両耳の純音聴力閾値との差がみられた事例

難聴の WHO 基準分類
良聴耳

不良聴耳

正常

軽度

軽度

軽度

正常

正常

事例

年齢
（歳）

家族構成

耳に関する
既往歴

難聴の他人
からの指摘

Ａ

75

子どもと同居

－

－

Ｂ

80

独居

－

－

Ｃ

79

子どもと同居

－

－

Ｄ

78

独居

－

－

Ｅ

79

夫婦二人

－

有

［注］表中の－は該当無しの意味。
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2016

47

地域在住高齢者における聞こえの自己評価と純音聴力閾値の左右差および語音了解閾値との関係

Ⅳ．考高めに算出されている可能性もある。今後は，幅広く対象

察者を募り調査を行うとともに純音聴力閾値の算出方法に対する検討もあわせて行う必要がある。

１．対象者の純音聴力閾値について
本 研 究 対 象 者 の 純 音 聴 力 閾 値 は， 良 聴 耳 に お い て
1,000Hz が最も聞こえがよく，2,000Hz，4,000Hz と周波数

２．語音了解閾値についてが高くなるほど聞こえにくくなることが認められた。これ

本研究においては，語音了解閾値は平均純音聴力閾値とは，高齢者の場合，周波数が高いほうから純音聴力閾値はほぼ同じ値を示していた。さらに純音聴力閾値と語音了解低下すると報告した立木ら（2002）をはじめとする多くの閾値との相関係数は，良聴耳および不良聴耳ともに全体

先行研究（八木ら，1996；柳田ら，1996）と類似の結果

で .9以上，聞こえの自己評価の各回答別でも良聴耳で .72であった。一方，500Hz は1,000Hz よりも聞こえが悪く，

以上，不良聴耳 .65以上であったことから，人数の影響で2,000Hz と同レベルの30dB 程度の聞こえであった。立木

有意差の認められない項目を除き比較的高い一致度を確認

ら（2002）の年齢別の純音聴力閾値の結果においても，本するに至った。純音聴力閾値と語音了解閾値の関係を調査

研究の対象者の平均年齢と類似の75～79歳における500Hz

した吉岡（2008）の報告においても，純音聴力閾値およびれた。また本研究の場合，調査の特性上防音室による調査いる。しかし高齢者の場合，Uchida, et al.（2003）の調査の聴力は，1,000Hz より低下するという同様の結果がみら

語音了解閾値は .8程度の高い相関関係がみられたと述べてではない。測定環境としては，２会場の平均騒音はおよ

や筆者らの先行研究（鍋島・山田，2014）において，純音

そ40dB と図書館に類似した静かな環境ではあったものの，聴力閾値と本人の聞こえの自己評価との間にずれが生じる

測定場所における生活騒音を完全に遮断することはできな

高齢者の存在を確認していた。そこで，高齢者の聞こえのかった。生活騒音は500Hz 前後のものが多いこと（中川，

自己評価のずれは，純音聴力閾値と語音了解閾値との差に1996；武田・佐久間，2003）から，これらがデータを修飾

よって生じているとの仮説のもとに，純音聴力の測定値のした可能性も否定できない。

信頼性を確認する目的で語音了解閾値を測定した（山下，

４分法による純音聴力閾値の平均値は，良聴耳で28.0dB

2009）が，結果的に差はみられなかった。村上（2009）にであった。立木ら（2002）の研究における年齢別平均聴力

よると，加齢性難聴のなかでも蝸牛ニューロン障害型では75～79歳で26.0±12.1dB であり，本研究はほぼ類似したは，蝸牛ニューロンの一定程度の変性・消失により，純音結果であった。また，石岡・権藤・黒川・蓮花（2012）の聴力は比較的よく保たれるものの語音明瞭度で示される語

高齢者大学受講者を対象とした調査では，平均年齢が68.3

音聴力の低下が現れることがあると述べている。しかし，年齢を考慮すれば本研究は先行研究とほぼ同様の結果とい「軽度」
閾値が28dB でしかも WHO 基準で「正常」が６割，歳という集団で良聴耳の平均聴力が24.1±7.6dB であり，今回の分析可能であった対象者は，良聴耳の平均純音聴力える。

が２割強であり，蝸牛ニューロンの障害は軽度あるいは認また，良聴耳の平均聴力を WHO 基準にあてはめてみた

められなかったのではないかと推察する。

場合，全体の21人と６割が正常であり，軽度８人（22.9％），

中等度以上難聴者は６人（17.1％）で難聴の割合は４割で３．聞こえの自己評価と良聴耳，不良聴耳の関係についてあった。これは，先の石岡ほか（2012）の分類結果である

今回の調査において，聞こえの自己評価別に良聴耳およ正常65.6％，軽度31.2％，中等度3.2％と比べると若干中等び不良聴耳それぞれに平均純音聴力閾値を比較したとこ

度以上が多いという結果であった。また，内田ら（2012）

ろ，良聴耳および不良聴耳のいずれにおいても聞こえが悪による地域高齢者2,194人の疫学調査では，本調査とほぼ

いと「思わない」と「たまに思う」の間において，有意な合を男性71.4％，女性67.3％と，本研究結果のおよそ1.7倍

良聴耳および不良聴耳ともに WHO 基準の「正常」の範

同年齢である75～79歳の WHO 基準における「難聴」の割差がみられなかった。しかし，「思わない」においては，の有病率を報告している。本研究の場合には，研究協力者

囲内であるのに対し，「たまに思う」は平均純音聴力閾値

の募集に続いてアンケート調査，その後２種類の聴力検査が不良聴耳において34.5dB と良聴耳に比べて10dB も低いを実施するという手順であった。その過程において，聴力「軽度」の範疇であった。加えて「たまに思う」は，良聴に自信がなくアンケートおよび聴力検査の同意が得られな

耳は正常であるものの WHO 基準分類の分布表（表６）にいケースの存在が考えられ，結果的に聞こえに問題をもっおいて，不良聴耳は「軽度」「中等度」「重度」が含まれてた高齢者が一部脱落した可能性も否定できない。加えて，いた。これまで難聴等の検討においては，良聴耳のみが分

内田ら（2012）の研究では4,000Hz の閾値を加えた平均純析の対象となったものが多い。この理由を，内田ら（2012）

音聴力の算出法であることから，本研究結果よりも閾値が48

は環境に左右されないためであると述べている。しかし，

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2016

地域在住高齢者における聞こえの自己評価と純音聴力閾値の左右差および語音了解閾値との関係

人は日常生活を送るなかで両耳にて音源定位を行い音の方

こえの自己評価の精度を上げることが可能であろう。

向や距離を把握し，また騒音下で言葉を明瞭に聞き取っている（小林・原島・堅田，2004）。実際に一側性難聴者のⅤ．研究の限界と今後の課題

日常生活の問題に関する実態調査でも，雑音の多いところ
で話しかけられる場合の聞き取りにくさや，遠くから呼ば

本研究対象者は，地域在住高齢者の聞こえの自己評価おれたときに声がどこからするのかわからなくて対応が遅れ

よび純音聴力閾値の左右差，語音了解閾値の実態，およびたなどの経験をしている者が８割以上いるとの報告もある

その関連を検討した貴重なデータである。しかし，一地域（岡野ら，2009）。今回の結果において，聞こえの自己評価のしかも対象人数も限られるうえに性別も女性に偏ったもの「たまに思う」では，不良聴耳の平均純音聴力閾値が，のであったことから，今後はできるだけ男女の偏りの少な

聞こえの悪さを自分自身も気づくといわれている30dB（野いより大きな集団で実施し，結果を一般化する必要がある。

村ら，2012）よりも悪かったことに加え，「軽度」以下がまた，聴力検査においては，できるだけ静寂な環境によ

７割近くであったことから，不良聴耳側の聴力低下のためる測定を心がけたが，防音室と同程度の静寂を確保するこに生活場面において何らかの聞き取りにくさを経験していとはできていない。今後の地域における聴力検査をより広ることがこのような回答になったものと推察される。

く実施するためには，騒音に左右されない測定機器等の開一方，良聴耳および不良聴耳ともに WHO 基準が「正発・普及が望まれる。

常」でありながら，聞こえが悪いと「たまに思う」と回答した高齢者，さらには「思わない」の回答者における良聴

結耳および不良聴耳ともに「軽度」と分類された高齢者，加語

えて良聴耳「正常」不良聴耳「軽度」に分類された高齢者

本研究の目的は，地域に暮らす高齢者の聞こえの自己評の存在も見逃すことができない。純音聴力閾値と聞こえの価と純音聴力閾値の左右差および語音了解閾値との関係を自己評価である自己の認識との差に関する要因として，筆検討することである。地域の介護予防事業参加高齢者35人

者らは，耳に関する既往歴の有無，他人からの難聴の指摘から，アンケート調査において聞こえの自己評価を，聴力の有無，聞こえのハンディキャップの自覚の程度を明らか検査により純音聴力閾値（500･1,000･2,000･4,000Hz）とにしている（鍋島・山田，2014）。加えて，純音聴力閾値
に対して評価が厳しくなる要因としては，「家族との同居は無」も指摘した。今回の事例分析において，両耳ともにWHO 分類「正常」に対して聞こえの自己評価を「たまに思う」と厳しく回答した高齢者については，他人からの難語音了解閾値（67-S 語表）を収集した。結果は以下のとおりである。

１．高齢者の純音聴力閾値の平均値について，良聴耳は28.3±13.9dB，不良聴耳は37.4±21.2dB であった。
２．聞こえの自己評価別の良聴耳および不良聴耳における聴の指摘を受けていたこと，独居であることから他者と交純音聴力閾値の平均値は，「きこえが悪いと思わない」

渉する必要があるなど聞こえを意識する状況が推察され，と「たまに思う」間では有意差がみられなかった。

先行研究の要因を一部満たす結果となっていた。一方，聞３．良聴耳および不良聴耳おのおのにおける純音聴力閾値

こえの自己評価を高く（甘く）回答している高齢者では，と語音了解閾値の相関係数は，聞こえの自己評価別に検先行研究同様に自分より若い家族がおり，耳に関する既往討した結果，良聴耳において r ＝ .718～ .975（p ＜ .01），

歴や他人からの難聴の指摘についてはいずれも無であり，難聴を自覚する機会は少ないことがうかがえた。

不 良 聴 耳 で は r ＝ .648（p ＜ .05） ～ .745（p ＜ .01） であった。

加齢性難聴において両耳の聴力は，ほぼ同じように進

４．高齢者の聞こえの自己評価を用いる場合は，良聴耳の行することから左右差はないといわれてきた（野村ら，

純音聴力閾値のみでなく不良聴耳の純音聴力閾値もあわ2012）。しかし，昨今，加齢性難聴の左右差を示す研究

せて分析することで，妥当性が高まる可能性があった。

（田所・松田；2013）が出てきたこと，加えて高齢者の場
合，本人が気づかない状況で慢性騒音性難聴をきたしてい謝

辞る者，さらには，耳の疾患の既往等の影響で片側の聴力が本研究にご協力いただきました対象者の皆さま，社会福祉

低下している可能性も否定できない。したがって，今後の協議会のスタッフの皆さまに心より深く感謝申し上げます。

高齢者の難聴を発見するために聞こえの自己評価を用いる

本研究は平成23～25年度科学研究費補助金（基盤研究 C

場合には，左右の聞こえに対する自覚および過去の耳に関課題番号23593458）の助成を受けて実施したものの一部でする既往歴を含む両耳に関する情報を収集することで，聞ある。

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地域在住高齢者における聞こえの自己評価と純音聴力閾値の左右差および語音了解閾値との関係

要

旨

目的：本研究は，地域在住高齢者の聞こえの自己評価と純音聴力閾値の左右差および語音了解閾値の関係を検討することである。
方法：介護予防事業参加高齢者35人に，アンケート調査，純音聴力閾値検査と語音了解閾値検査を実施した。
結果：以下のとおりであった。
１．純音聴力閾値の平均値は，良聴耳28.3±13.9dB，不良聴耳37.4±21.2dB であった。
２．聞こえの自己評価別の純音聴力閾値の平均値は，両耳ともに「悪いと思わない」と「たまに思う」間では有意差がみられなかった。
３．純音聴力閾値と語音了解閾値の相関係数は，良聴耳おいて r ＝ .718～ .975（p ＜ .01），不良聴耳では r ＝ .648
（p ＜ .05）～ .745（p ＜ .01）であった。

４．高齢者の聞こえの自己評価は，良聴耳に不良聴耳の純音聴力閾値もあわせて分析することで，妥当性が高まる可能性があった。

Abstract
Objective: This study was undertaken in a rural area to examine the respective relations between self-perceived hearing
problems of frail elderly people and hearing threshold levels（HTL）and speech recognition thresholds（SRT）.
Method: We administered a questionnaire survey assessing self-perceived hearing problems among 35 frail elderly people ofa rural area, and conducted tests for HTL and SRT.
Results: The following results were obtained.
１．Average values of HTL were 28.0±15.4.9dB for the better ear and 37.4±21.2dB for the worse ear.
２．Average values of HTL in the better ear and in the worse ear from reports of self-perceived hearing problem were significantly different between“Have hearing problems”and“Occasionally have hearing problems.”However, no significant.
difference was found between“Have no hearing problems”and“Occasionally have hearing problems”
３．Examination results by self-perceived hearing problems revealed correlation coefficients between HTL and SRT in the
better ear and in the worse ear: r ＝ .718 - .975（p ＜ .01）for the better ear and r ＝ .648（p ＜ .05）- .745（p ＜ .01）forthe worse ear.
４．Results indicate that analyzing HTL in the worse ear and in the better ear might increase the validity of self-perceived
hearing problems in elderly people.
Conclusion: When using self-reported hearing difficulties to identify hearing loss in the frail elderly in a region, results suggest the necessity of gathering information about both ears, including left-ear and right-ear hearing differences.

文

献

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平成26年10月20日受付
平成27年８月22日採用決定

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−研究報告−成人女性における便秘薬内服の有無による便秘症状と QOL の比較
Comparison of Women’s Constipation Severity and Quality of Life by Laxative Use
吉

良

いずみ

Izumi Kira

キーワード：便秘症状，QOL，便秘薬
Key Words：constipation, QOL, laxative

Ⅰ．序論

Ⅱ．研究の目的

便秘症状は，それ自体が生活そのものの脅威となること

便秘症状を自覚する成人女性において，便秘薬を内服しはまれだが，便秘症状のある人は便秘症状のない人に比較ている人と内服していない人の便秘症状と QOL の差を比して健康関連 QOL（quality of life）に問題が生じることが較する。

報告されている（Glia & Lindberg, 1997）。男性に比較して若年から便秘症状の有訴者率が高い女性（総務省統計局，

Ⅲ．用語の操作的定義

2009）は，長期間にわたり便秘症状とそれによる日常生活への影響に悩みながら日々の生活を送っていると考えられ便秘症状を自覚する：日本語版便秘評価尺度（Japaneseる。このような健康関連 QOL が低いことは，排便回数や

version of Constipation Assessment Scale：CAS-J）５点以上

とも報告されており（Wald, et al., 2007），便秘症状を有す

田中，1995a；深井・塚原・人見，1995b；深井，2006；深

排便障害よりもケアや資源の必要性のパラメータになるこる対象者への援助は，症状を改善することだけでなく健康関連 QOL への影響を考慮する必要がある。

のものとした（McMillan & Williams, 1989；深井・杉田・

井，2007）。

深井ら（1995a）は，原版を一部改変した日本語版便秘便秘症状を有する対象者の第一義的な対処方法には，評価尺度として日本語に翻訳した際，日本人の健康学生に

便秘 薬 が あ り（ 福 島，1991； 陶 山・ 加 藤・ 赤 松・西田，おける便秘群と正常群の CAS 得点の比較から，「概ね５点

2006；亀岡・吉田・古宇田・鈴木，2010），セルフケアや以上を看護上問題視すべき便秘だと判断できる」としてお臨床での便秘ケアにおいて，最も一般的に行われている現り，本研究においても５点以上を自覚的な便秘症状がある状がある。しかし，便秘薬は，下痢，腹痛，悪心，高マグ対象とした。

ネシウム血症など多くの副作用症状が報告（松岡・谷川

便秘症状に対する便秘薬：排便促進の薬理作用をもつ市

原，2007；安原，2007）されており，便秘症状を改善する

販の「医薬品」および「医薬部外品」で，整腸剤，緩下剤ために使用した便秘薬によって，逆に QOL が低下する危，腸刺激（塩類下剤，膨張性下剤，潤滑性下剤，糖類下剤）

険性がある。そのため，便秘薬を使用する対象者において性下剤（小腸刺激性下剤，大腸刺激性下剤），漢方薬，坐は，症状に対する効果に加えて，便秘薬の使用による苦薬，浣腸，とした。

痛がなく快適な生活を送ることができるような，健康関連 QOL を高めるケアの提供が早急に求められる。しかし，Ⅳ．研究方法

便秘症状の改善のための第一選択となっている便秘薬の使用者は，便秘薬を使用していない人に比較して，便秘症状や QOL に差があるのかどうかは報告されてこなかった。

Ａ．対象者の条件

そこで本研究では，便秘症状を有する成人女性におい便秘症状に対して市販の便秘薬によるセルフケアを行いて，便秘薬を内服する人としない人の便秘症状と QOL をながらも，日常生活への支障があると感じている，地域

明らかにしたいと考えた。

で生活する20～30歳代の成人女性120名を対象とした。40
歳代以上の中年期女性では，卵巣機能が急激に低下し月

大分大学医学部看護学科基盤看護学講座基礎看護学

Fundamental Nursing, School of Nursing, Faculty of Medecine, Oita University

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成人女性における便秘薬内服の有無による便秘症状と QOL の比較

経不順やホルモンバランスの不調が生じる（上田・徳永，

接行い，参加者個人の研究協力の諾否について施設管理者

2000）ことから，本研究では20～30歳代の成人女性としや関係者には通知しなかった。研究参加希望者から連絡をた。そのうち便秘薬内服群（以下，便秘薬あり群）60名，受けたのち，郵送または手渡しで採用基準となる CAS の

便秘薬非内服群（以下，便秘薬なし群）60名とした。対象

質問用紙と返信用封筒を対象者に渡し，対象者からの返信

者は，以下の採用基準と除外基準のいずれも満たすものとを得たのち採用基準および除外基準から研究参加が可能でした。

あるかを確認した。研究協力への同意が得られ，研究参加が可能であると判断された場合，同意書に署名をもらい，

１．採用基準研究参加断り書を渡した。調査票は，郵送または手渡しに①自覚的な便秘症状が１年以上継続している。

より回収した。

② CAS ５点以上で，便秘症状により日常生活に支障があると感じている。

Ｄ．測定変数と測定用具先行研究（留畑ら，2010）において，排便記録から４週

２．除外基準①便秘症状に対して，定期的に医師の診察を受け，決められた服薬を行っている。

間と２週間では排便状況に有意な差はなかったことが報告されていることから，本研究の調査期間は２週間とし，以②器質的な排便障害があるまたは，他の疾患及び便秘薬内下の項目を測定した。

服の副作用による二次的な便秘症状である。
１．個人特性
年齢と便秘期間を記載してもらった。

Ｂ．調査期間平成24年３月下旬から平成24年11月上旬とした。

２．排便状態研究初日から14日目まで，毎日排便状態を記録してもらった。排便記録は，加藤ら（2012）の作成した排便記録

Ｃ．対象者の募集用紙を使用し，排便の日数と回数および，便秘薬使用者に日本の成人女性における便秘の有訴者率は，15～20％とは便秘薬の使用状況について記載してもらった。

報告（総務省統計局，2009）されており，地域差に関する報告はない。そのため，便秘症状を有する成人女性の代表

３．腹部症状性を確保するため，首都圏近郊に地域を設定した。首都圏

便秘による腹部症状については，３段階順序尺度による近郊において，20～30歳代の成人女性が多く集まると考え８項目の質問紙である Constipation Assessment Scale（以下，られる学校や一般企業を対象とし，さらにインターネット
上に研究に関する Web ページを作成し，対象者を募集した。

施設管理者に依頼文書を送付し，その後電話で調査協力が得られるかを確認した。調査協力が得られた場合，研究に関する説明文書，調査対象者に渡す研究説明用紙およびCAS）で測定した。CAS は，1989年にモルヒネの副作用による患者の便秘症状をアセスメントしケアを提供することを目的として開発されたもので，尺度の信頼性と妥当性が確認されている（McMillan & Williams, 1989）。この尺度は，深井ら（1995a）により，日本でのフィールド・テ
ストを繰り返し，原版を一部改変した日本語版便秘評価尺募集ポスターを送付し，後日訪問して説明した。研究実施

度として日本語に翻訳され，評価期間が当日または過去数の許可を得たのち，各施設において対象者の多く集まる機

日間（short term：ST 版），過去１週間（middle term：MT

会や場所に研究者が直接伺い，研究説明用紙と募集ポス
ターとを配布し，研究内容と募集内容について直接説明した。あわせて，掲示板などの不特定多数の成人女性が閲覧版），過去１か月間（long term：LT 版）の３とおりの質問紙が作成されている（深井ら，1995a; 深井ら，1995b；深井，2006；深井，2007）。

可能な場所に，研究内容と募集内容に関するポスターを掲

この尺度は，回答に要する時間は児童や子どもでも３分示させてもらった。あわせて，インターネットによる募集

程度で，５点以上の得点者が便秘傾向があると判断されでは，本研究に関する簡易サイトに募集ポスターを貼付しる。また，原版では合計得点の高いほうが便秘症状が重対象者を募集した。

症であると報告されている（McMillan & Williams, 1989）。

研究参加希望者から電子メールまたは電話で研究者が直接連絡を受け，その後のやりとりは研究者と協力者間で直54

今回は，過去１週間の MT 版を使用し，測定時期は，７日目，14日目とした。

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成人女性における便秘薬内服の有無による便秘症状と QOL の比較

４．便秘症状に関する QOL への影響
便秘症状に関連した日常生活への影響は，Constipation（VT： 活 力 ），Role Emotional（RE： 日 常 役 割 機 能（ 精神）），Mental Health（MH：心の健康）からなる５段階

QOL15（以下，CQ15）（品川ら，2002）の15項目により測定

リッカート形式36項目の質問紙である。アキュート版は尺Symptom Rating Scale（GSRS）（Revicki, Wood, Wiklund, &澤・福原，2008）が，国民標準値が算出されていないこと

ニングの手段として開発された Hospital Anxiety Depression

参考程度にとどめることが望ましいとされている（iHopeの項目に加えて，複数の医師，看護師の意見を参考に，便目的としていないため，使用が可能と判断した。得点化に

秘患者の QOL を測定するために日本で開発された尺度で際しては，下位尺度の素点から最終的な下位尺度得点に変神的側面の２つの下位概念から構成される，４段階順序尺とを表す。測定時期は７日目，14日目とした。

した。CQ15は，消化管症状の測定用具である Gatrointestinal

Crawiey, 1998）と，不安と抑うつを発見する臨床スクリー

Scale（HADS）（Zigmond & Snaith, 1983） の ２ つ の 尺 度あり，信頼性・妥当性が認められている。身体的側面と精度の信頼性・妥当性は検討されている（長谷川・鈴鴨・秋から，結果の解釈に標準版の国民標準値を用いる場合はInternational, 2012）。本研究では，国民標準値との比較は換し，０～100点の範囲で得点が高いほうが QOL が高いこ度の15項目の質問紙である。得点は，「１：よくあてはまる」から「４：まったくあてはまらない」までの４段階で点数が低いほうが便秘症状による QOL が低下していることを示す（品川ら，2002）。質問紙の設問は「便秘がいつ

Ｅ．分析方法
データ分析は統計ソフト『SPSS version 19.0 J Windows』

までも治らないのではと不安に思う（Q11）」など，QOLを使用し，各変数の記述統計量を算出し基礎データを整理

回は肯定的な回答の得点を高くすることによって，得点のCAS，CQ15，SF-36，排便記録の内容について２週間が低下していることを問う内容になっていたことから，今した。

高さと結果の重みを一致させるために，得点化については測定し，１週目と２週目の各項目の合計から２週間の平均「４：よくあてはまる」から「１：まったくあてはまらなを算出した。その際，排便日数および回数は１回を１と点い」として，得点が高いほうが QOL が低いという解釈で

数化した。

使用した。

CQ15の得点化の変更については，開発者に使用目的および，変更の理由を説明したのち，質問項目および回答の内容を変更しないことによって，内容妥当性を確保したう

便秘症状と QOL について，便秘薬あり群と便秘薬なし

群の群間差は，正規性を確認した後，独立２群の t 検定または Mann-Whitney の U 検定を行った。有意水準は p ＜ .05とした。

えで使用することについて承諾を得て実施した。測定時期
は，７日目，14日目とした。

Ｆ．倫理的配慮
対象者には研究の目的，方法，個人情報の保護，研究協５．一般的健康状態
便秘症状の改善による一般的健康状態への影響は，５

力は自由意思であり，研究協力の有無および途中で研究参段 階 順 序 尺 度36項 目 の「Medical Outcome Study 36-Item

加を中断する場合も不利益を被ることはないことを紙面とSF36 ver2にはアキュート版（過去１週間）とスタンダー

は使用しないこと，個人情報を保護し学会発表や論文で公測定時期とあわせ，過去１週間を測定するアキュート版

得た。

Short Survey ver2（SF36 ver2）日本語版」により測定した。

口頭で説明した。また，得られたデータは研究目的以外にド版（過去１か月）があり，今回は，CAS および CQ15の表することを説明した。各尺度は開発者から使用の許可をを使用した。SF36は包括的な健康関連 QOL の測定尺度のまた，便秘薬あり群では，調査期間中も排便状態や腹部１つであり，少ない項目で測定が可能で，科学的な検証状態にあわせて，通常どおり便秘薬の内服をしてもらっがなされている（Fukuhara, Bito, Green, Hsiao, & Kurokawa，た。

改 訂 版 で あ る SF36 ver2（ 福 原・ 鈴 鴨，2004） も 作 成 さ国際大学）の研究倫理審査委員会の承認を受けたのち実施

1998a; Fukuhara, Ware, Kosinski, Wada, & Gandek, 1998b）。
れ， 健 康 や 医 療 分 野 で 多 く 使 用 さ れ て い る（ 竹上・福原，2009）。８つの下位概念である Physical Function（PF：以上の倫理的配慮を踏まえ，聖路加看護大学（現聖路加した（承認番号：11-085）。

身体機能），Role Physical（RP：日常役割機能（身体）），Body Pain（BP：体の痛み），Social Functioning（SF：社会生活機能），General Health（GH：全体的健康観），Vitality

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55

成人女性における便秘薬内服の有無による便秘症状と QOL の比較

Ⅴ．結

表１

果

便秘薬あり群と便秘薬なし群の属性の比較（n ＝89）
便秘薬あり群（n ＝39）

Ａ．対象者の募集状況

平均値
年齢

便秘症状に悩む20～39歳の成人女性で首都圏の学校（保便秘期間（年）

育園，大学，専門学校，大学院）に属するもの56名，病院に所属するもの65名，一般企業に所属するもの12名，それらの施設利用者12名と研究者が作成した調査に関する（年）

便秘薬なし群（n ＝50）

SD

平均値

8.13

12.6

SD

p

28.44

6.50

29.42

6.80

.492

6.64

1.72

5.90

1.96

.066

9.81

CAS

［注］*：p ＜ .05，独立２群の t 検定。

7.39

.094

Web ページから参加申し込みのあったもの４名のうち，採用基準を満たした便秘薬あり群60名，便秘薬なし群60名を調査対象者とした。調査終了後，記録の返却がなかったものは13名（回収率89.2％）で，返却されたもののうち記録

Ｃ．便秘薬の使用頻度と種類
便秘薬の使用頻度は週に１～２回（19名，49％）が最も

内容の不備があるもの18名を除外し（有効回答率83.2％），

多く，毎日内服しているものも６名（15％）いた（図１）。

結果として，便秘薬あり群39名，便秘薬なし群50名を対象使用している便秘薬は大腸刺激性下剤，機械的下剤，乳酸とした。

菌のほかに，大腸刺激性下剤と機械的下剤や乳酸菌，食物繊維を混合したものや，機械的下剤と乳酸菌を混合したものがあった（表２）。

Ｂ．対象の属性

毎日¶（±µ％）

属性は表１に示す。年齢と便秘期間に有意差はなかった。

CAS は便秘薬なし群（平均値5.90±1.96）に比較して便秘薬あり群（平均値6.64±1.72）では高い傾向にあったが，

°％

±°％

±-²回/週±¹（´¹％）²°％³°％

ジフェニルメタン系

アントラキノン系
大腸刺激性下剤
ジフェニルメタン系
アントラキノン系

アントラキノン系

機械的下剤

乳酸菌

大腸刺激性下剤と機械的下剤

ジアントロン類，アントラキノン類，
塩類下剤

大腸刺激性下剤と乳酸菌

ジフェニルメタン系，乳酸菌

機械的下剤と乳酸菌

56

塩類下剤

乳酸菌

大腸刺激性下剤と食物繊維³-´回/週´（±°％）

µ°％

¶°％

·°％

便秘薬の使用頻度

使用している便秘薬の作用機序による分類

主な作用機序による分類

大腸刺激性下剤（漢方薬）

´°％

図１

有意差はなかった（p ＝ .066）。

表２

n＝³¹

µ-¶回/週±（³％）

便 秘 薬 あ り 群（n ＝39） と 便 秘 薬 な し 群（n ＝50） のアントラキノン系，食物繊維

医薬品

人数

Ａ，Ｂ，Ｃ

13

Ｄ

1

Ｅ

2

Ｆ

1

Ｇ

1

Ｈ

1

Ｉ

6

Ｊ

1

Ｋ

1

Ｌ

3

Ｍ

1

Ｎ

1

Ｏ

1

Ｐ

1

Ｑ

5

Ｒ

1

Ｓ

2

Ｔ

1

Ｕ

1

Ｖ

3

Ｗ

1

塩類下剤，乳酸菌Ｘ1

乳酸菌，納豆菌，塩類下剤

Ｙ1

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適宜
記載なし
µ（±³％） ´（±°％）

¸°％

¹°％

±°°％

成人女性における便秘薬内服の有無による便秘症状と QOL の比較
表４

Ｄ．便秘薬内服の有無による各項目の比較

便秘薬あり群（n ＝39） 便秘薬なし群（n ＝50）
平均値

１．排便状況
排便日数は便秘薬なし群（中央値4.00）で便秘薬あり群（中央値3.50）より多い傾向にあったが，有意差はなかった（p ＝ .511）。排便回数（p ＝ .215）は便秘薬なし群（中央値4.50）に比較して便秘薬あり群（中央値5.00）では高い傾向にあったが，有意差はなかった（p ＝ .215）（表３）。
表３

便秘薬あり群（n ＝39）

便秘薬なし群（n ＝50）

3.50（1.50／ 7.00）

4.00（1.50／ 7.00）

中央値（最小値／最大値） 中央値（最小値／最大値）
排便回数

5.00（2.00／14.00）

4.50（2.00／11.50）

p

.511
.215

［注］*：p ＜ .05，Mann-Whitney の U 検定。

CQ15の 尺 度 全 体 の 得 点 は， 便 秘 薬 な し 群（ 平 均 値

32.22±6.70） に 比 較 し て 便 秘 薬 あ り 群（ 平 均 値36.59±

平均値

3.81

21.85

SD

p

36.59

6.53

32.22

6.70

.003*

CQ 15精神面

12.91

3.50

10.37

3.23

.001*

CQ 15身体面

23.68

4.08

.033*

［注］*：p ＜ .05，独立２群の t 検定。
※ 質問に対して肯定的な回答の得点が高くなるように，開発者の許可を得て得点化を逆にしており，得点が高いほうが QOL が低いことを示す。

便秘薬あり群と便秘薬なし群の SF36の下位尺度の比較
便秘薬あり群（n ＝39）

便秘薬なし群（n ＝50）

PF

95.00（70.00／100.00）

95.00（47.50／100.00）

.987

BP

81.00（48.70／100.00）

80.75（11.00／100.00）.411

中央値（最小値／最大値） 中央値（最小値／最大値）

RP
GF

２．QOL

SD

CQ 15

表５

便秘薬あり群と便秘薬なし群の排便状況の比較

排便日数

便秘薬あり群と便秘薬なし群の CQ15の比較

96.90（40.70／100.00）
64.50（23.50／ 97.00）

93.78（18.80／100.00）
69.50（45.00／ 97.00）

VT

50.00（ 9.40／ 78.20）

59.40（21.90／ 84.40）

RE

91.65（41.70／100.00）

91.65（41.70／100.00）

SFMH

93.75（50.00／100.00）

65.00（20.00／ 97.50）

93.75（50.00／100.00）

73.75（45.00／ 92.50）

p

.906
.105

.021*
.667
.645

.008*

4.08）に比較して便秘薬あり群（平均値23.68±3.81）で［注］*：p ＜ .05，Mann-Whitney の U 検定。
：身 体 機 能，RP（Role Physical）：日常 役 割 機 能※ PF（Physical Function）：体の痛み，GH（General Health）：全体的健康（身体），BP（Body Pain）：活力，SF（Social Function：社会生活機能），RE（Role
観，VT（Vitality）：日常生活機能（精神），MH（Mental Health）：心の健康。
Emotional）

便 秘 薬 な し 群（10.37±3.23） に 比 較 し て 便 秘 薬 あ り 群

主観的および客観的な便秘症状と QOL の関連について

6.53） で 有 意 に 高 か っ た（p ＝ .003）。 下 位 尺 度 で あ る

CQ15「身体的側面」では，便秘薬なし群（平均値21.85±

有意に高かった（p ＝ .033）。CQ15「精神的側面」でも，（12.91±3.50）で有意に高く（p ＝ .001），便秘薬あり群のは，ROME Ⅲ基準で機能性便秘と診断された患者についほうが便秘に関する QOL は低かった（表４）。

て，便秘に関する QOL は自覚的な腹痛と便秘症状の程度

は，便秘薬なし群（中央値91.65）に比較して便秘薬ありある方が QOL が低かったが，自発的な排便回数と便秘にMH（心の健康）も，便秘薬なし群（中央値73.75）に比告（Marquis, De La Loge, Dubois, McDermott, & Chassany,

一般健康状態では，SF36の下位尺度である VT（活力）

群（中央値50.00）で有意に低かった（p ＝ .021）。また，
較して，便秘薬あり群（中央値65.00）において有意に低かった（p ＝ .008）（表５）。

Ⅵ．考と有意に相関があり，腹痛や自覚的な便秘症状が重度で関する QOL との間には有意な相関はなかったことが報2005）されている。機能性便秘症状を有する患者の心理的な健康状態と消化器症状との関連についての報告（Glia &Lindberg, 1997）では，心理的な健康状態の測定尺度である PGWB（Psychological General Well-Being）Index（Dupuy,察

本研究では，便秘と自覚する20～30代女性の便秘薬内服

1984）と消化器症状の測定尺度である GSRS（Gastrointestical（Svedlund, Sjödin, & Dotevall, 1988）
Symptom Rating Scale）の有無による便秘症状と QOL について検証した。今回のは，排便回数が週に３回以上と２回以下の人では２回以下り群のほうが便秘薬なし群に比較して便秘の自覚症状が重

健康状態が低かったことが報告されている。さらに，自覚い傾向にはあったが有意差はなく，排便日数や排便回数

的な便秘症状のある人は，便秘症状のない健康な人に比較にも有意差は認められなかった。一方 QOL は，便秘薬あして SF36の PF（身体機能），RP（日常役割機能（身体）），結果から，便秘症状を有する20～30代女性では，便秘薬あり群において，CQ15と SF36の VT（活力），MH（心の健康）で便秘薬なし群よりも有意に低い状態であった。自覚の対象者のほうが PGWB の得点が有意に低く，心理的なBP（体の痛み）が有意に低かったこと（Wald, et al., 2007）も報告されていた。

的な便秘症状や排便日数，排便回数には差がなかった一方

先行研究の結果からは，主観的および客観的な便秘症状

で QOL には差が認められたことから，便秘薬あり群ではの程度が便秘に関する QOL や一般健康状態，精神的な健便秘症状の程度以外に QOL を低下させる要因があると考えられた。

康状態に対して負の影響を及ぼすことが推測される。しかし，これらの先行研究では，「便秘薬内服の有無」に関す

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57

成人女性における便秘薬内服の有無による便秘症状と QOL の比較

るデータは属性の１つとしては扱われてはいるが，「便秘Ⅶ．本研究の限界

薬内服の有無」を要因として主観的および客観的な便秘症
状と QOL との関連について検討したものはなかった。従来，便秘症状を有する対象者では便秘症状の程度が重症で本研究は対象者の選定において，便秘の種類や便秘薬の種類にかかわらず CAS ５点以上のものとしたが，便秘のあるほうが QOL の程度が低いとされてきたが，今回の結臨床的な診断や便秘薬の効果によっては便秘症状や QOL

薬内服の有無によって QOL は異なり，便秘薬を内服してた SF36のアキュート版は，治療経過が急速に変化する場

る要因があることが示唆された。

り，慢性的な経過をたどる便秘症状を有する対象者の健康

果からは，同程度の便秘症状にある対象者であっても便秘いるほうが QOL が低く，便秘症状以外に QOL を低下させ便秘薬の内服と QOL との関連については，便秘薬を指示容量以上に乱用してしまう摂食障害との関連（鈴木，の状態が異なる可能性があり，検討の必要性がある。ま合などに有効である（鈴鴨・福原，2002）と報告されてお関連 QOL の測定においては，より適した測定用具の選択および開発についても検討する必要がある。

2009），また乱用や依存といった心身医学的な問題（野村，2008）として報告されてきた。しかし，本研究における対Ⅷ．結象のような，通常の社会生活を送っている健康成人を対象とした，市販薬の内服の有無による QOL への影響についてはこれまで報告されていない。便秘薬あり群の対象者に論

便秘と自覚する20～30代女性の便秘薬内服の有無による排便状態と QOL の状態について検証した結果，便秘薬をは QOL を低下させる何らかの特性があると考えられるが，内服している人は内服していない人に比較して，便秘の自るに至った背景については明らかになっていない。今後と一般健康状態（活力，心の健康）が有意に低い状態に

今回の調査では，便秘薬を内服する理由や便秘薬を内服す

は，便秘症状に対して便秘薬を内服する理由や，便秘症状

覚症状や排便状態に差はなかったが，便秘に関する QOLあった。

に対する認識についても調査する必要性があるといえる。
ま た，CQ15お よ び SF-36ア キ ュ ー ト 版 は， １ 週 間 の

QOL を測定する尺度であるが，今回は排便状態の記録の謝

辞
本研究にご協力いただきました，対象者の皆様，また，測定時期とあわせて，２週間の平均によって分析している

ご指導を頂きました聖路加国際大学菱沼典子教授，故柳井ことから，QOL の１週間ごとの変化と排便状況の時間経晴夫教授，中山和弘教授，日本橋レディースクリニック院

過による変化については，今後さらに検討が必要である。

長

野澤真木子先生に深く感謝申し上げます。なお，本研

究は2012年度聖路加看護大学博士後期課程において提出した博士論文の一部に加筆・修正したものです。

要旨

目的：成人女性における便秘薬内服の有無による便秘症状と QOL を比較する。

方法：Constipation Assessment Scale（CAS）５点以上の成人女性で，便秘薬の使用者60名（薬剤あり群）と非使用者60名（薬剤なし群）を対象とした。調査期間は２週間で排便状態，CAS，Constipation QOL15（CQ 15），

SF36を測定した。

結果：薬剤あり群39名，薬剤なし群50名の計89名を分析対象とした（回収率89.2％，有効回答率83.2％）。排便状態に有意差はなかっ た。薬剤あり群では CQ15の合計と下位尺度の身体的側面（p ＝ .033），精神的側面（p ＝ .001），SF36の下位尺度の活力（p ＝ .021）と心の健康（p ＝ .008）で QOL が有意に低かった。

結論：薬剤あり群は薬剤なし群に比較して便秘症状に差はなく，便秘に関する QOL と一般健康状態が有意に低かった。

Abstract
Purpose: This study compared women’s constipation severity and quality of life（QOL）by laxative usage.
Methods: Participants were 120 women, ages 20-39, with score of 5 or more on the Constipation Assessment Scale（CAS）.
Sixty took laxatives and the others did not. Participants recorded their daily defecation over a period of two weeks and completed the CAS, the Constipation QOL15（CQ15）, and the SF-36 at the end of each week in this period. Intergroup and58

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成人女性における便秘薬内服の有無による便秘症状と QOL の比較

intragroup comparison data were analyzed.
Results: We excluded incomplete records and analyzed data from 89 subjects（laxative＝39, non-laxative＝50）. There wereno significant differences in CAS, number of days with normal defecation, or frequency of defecation per day. There weresignificant differences in QOL between groups. Laxative-takers had a higher CQ15 score overall as well as significantly
higher scores on the CQ15 physical and psychosocial subscales than non-laxative-takers（high scores indicate low QOL）.
The former also scored lower on the SF-36 vitality and mental health subscales than the latter.
Conclusion: Despite no significant constipation severity differences, women taking laxatives had significantly lower QOL.

文

献

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2016

59

−研究報告−学士課程における血圧測定に関する教育プログラム開発に向けた看護基礎教育上の課題
The Themes of Basic Nursing Education Aiming for the Development of Educational Programs on
Blood Pressure Measurement in Undergraduate Education
坂

梨

左

織１）

田

島

康

子１）

青

宗

正

みゆき１）

吉

川

千鶴子１）

原

Sayori Sakanashi

Miyuki Munemasa

Yasuko Tashima

Chizuko Yoshikawa

木

芳

恵１）

田

広

枝２）

Yoshie Aoki

Hiroe Harada

キーワード：血圧測定，看護基礎教育，新人看護師
Key Words：blood pressure measurement, basic nursing education, novice nurseム（冨澤・采澤，2012），自己学習の支援とフィードバッ

はじめにクを組み込んだ習得プログラム（吉田・秋元・林，2009）

近年，医療技術の進歩に伴って高度な実践能力を有するなどが報告されている。特に学士課程では，人間や社会に看護職者の育成が求められている。看護基礎教育の現場で対する深い理解と社会的責任に立脚した判断を含む看護実

は，生活体験の少ない学生への教育的かかわりはむずかし

践能力の育成が重視されることから，近年，臨床場面のイ

く，技術が習得しにくい教育現状などが報告されている。

メージ化や動機づけを目的とした模擬患者参加型の演習

臨床現場からも，臨床実践能力と看護基礎教育で修得する（平木・堀・松村・雨宮・淘江，2006）も注目されている。

看護実践能力との間の乖離が指摘されており，看護基礎教

だが，これらは１～２年次の初回の学習時期に限定したも育や臨床現場での研修の充実が求められている（厚生労働のであり，学生の習熟度にあわせて繰り返し学習するな

省，2011a）。2011年，看護実践能力育成の充実に向けて，

ど，反復型の教育方法を提示したものはない。

大学卒業時の到達目標（文部科学省，2011）や，教育課程

また，これら教育方法につなげる学生の血圧測定技術にで修得するべき技術項目と卒業時の到達度（厚生労働省，

関する主観的・客観的評価としては，講義・演習への学2007）が示された。これにより，各教育機関が看護実践の生の反応や技術習熟度（松村・上平・柴田・長屋，2009；

基盤となる教育内容や教育方法を充実させるとともに，看宮崎ら，2012；水田・辻・中納，2007）や，基礎看護学

護の統合と実践へ取り組むことが求められており，看護基

実習という実践の場で学生が得た学び（佐藤・馬醫・城礎教育における看護実践能力の育成は重要な課題である。

生，2008），演習や実習で学生が困難に感じた場面（佐藤

学士課程での看護実践能力の育成に欠くことのできない

ら，2008；杉本・山本・土井，2011；上星・浅井・小山・

学習内容として，看護基本技術があげられる。その一つで三木，2006）などが報告されている。これら血圧測定技術

ある血圧測定技術は，血圧計の操作に加え視覚・聴覚・触に対する学生の評価は，演習後や基礎看護学実習後など，覚を同時に活用させる技術であるため習得がむずかしい

比較的学習直後の時期に行われている。そのため，学生の（鈴木ら，1994）ことが指摘されている。つまり，学習過血圧測定に関する知識や技術がその後の看護基礎教育課程

程にある学生が，適切に血圧測定技術を実施することに加でどのように変化・習熟し，臨床現場における看護実践能

え，その根拠を理解して対象者を観察したり配慮したりす

力として発揮されているかについては明らかにされていな

ることはむずかしい。そのため，血圧測定技術に関する教い。看護基礎教育から臨床現場へと一貫・継続した教育を育方法としてさまざまな取り組みが行われてきた。実践力行うためには，学習直後だけでなくその後の学生の変化・向上に向けた複数のマンシェット装着動作を視聴する教育

習熟過程を踏まえ，看護基礎教育における血圧測定技術のプログラム（中澤・矢野・青柳・渡辺・森下，2008）や，教育方法を検討する必要がある。

Web サイトで使用できる自己トレーニング学習プログラ

Kern, Thomas, Howard, & Bass（1998/2003） は， あ る 特

１）福岡大学医学部看護学科 School of Nursing, Faculty of Medicine, Fukuoka University２）国際医療福祉大学福岡看護学部 Fukuoka School of Nursing, International University of Health and Welfare
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61

学士課程における血圧測定に関する教育プログラム開発に向けた看護基礎教育上の課題

定の課題に対する計画された教育活動として，学習者ので深いものになるグループインタビュー法による質的記述

ニーズに着目した教育プログラム開発を提案した。この的方法を研究デザインとした。

学習者のニーズについて，成人教育学者の渡邊（2002，

グループインタビュー法とは，グループダイナミクスを

pp.191-197）は，「学びたい」といった学習者の言葉や行

用いて質的に情報把握を行う科学的な方法論の一つであ動に明確に示された顕在化した学習ニーズは，実態を十分り，複数の人間のダイナミックなかかわりによって生まれに反映していないことを指摘した。そして，「学習への思る情報を，系統的に整理して「科学的な根拠」として用い

い」や「こだわり」といった明確に自覚化・言語化されてるものである（安梅，2001，pp.1-9）。これは，グループ

いない潜在的ニーズに，学習者の課題となる重要な要素がダイナミクスに裏づけられた意見の引き出しと蓄積がで含まれていることから，これらを学習課題としてすくいあ

きることから，関心のある課題に関して幅をもった深いげる必要性を指摘している。したがって，本研究ではこれ見解を引き出すことが可能となる（Kern, et al., 1998/2003,

ら顕在的・潜在的ニーズに着目し，学習課題を特定することを目指す。さらに，Kern, et al.（1998/2003）は学習者のpp.16-20）。

なお，本研究は，学士課程における血圧測定に関する教ニーズ評価にあたって，代表性・正確性のあるデータ収集

育プログラム開発に向けて，看護基礎教育における教育上を強調している。看護基礎教育を通した教育方略を検討すの課題を明らかにすることを目指すため，課題を同定するるためには，学習直後の学生ではなく，看護基礎教育を終過程において，医学教育者 Kern, et al. の「医学教育プログ

了した新人看護師の語りに注目する必要があると考えた。
そこで本研究では，基礎看護教育を終了した新人看護師を対象としてグループインタビューを行い，血圧測定に関する看護基礎教育上の課題を明らかにすることを目指す。
これにより，血圧測定に関する看護実践能力の獲得に向けラム開発」（1998/2003）の，「Step 1．問題の同定と一般的ニーズ評価」から「Step 2．学習者のニーズ評価」の過程を参考とした。Step 1．は，先行研究から，看護基礎教育

における看護実践能力の育成に関する課題を明確にした。

Step 2．は，基礎看護教育を終了した新人看護師を対象とた新たな示唆を得ることができ，学士課程における教育プ

してグループインタビューを行い，血圧測定に関する看護

ログラムの開発に貢献できると考えられる。

実践能力の向上に向けた看護系大学の学生の看護基礎教育
上の課題を明らかにした。

Ⅰ．研究目的

２．対象者および選定基準

学士課程における血圧測定に関する教育プログラム開発

学士課程における血圧測定に関する看護基礎教育上の課に向けて，看護基礎教育における教育上の課題を明らかに題を抽出するためには，看護系大学で看護基礎教育を終了する。

した新人看護師の発言から明らかにする必要がある。本研
究の対象者を A 大学病院に勤務する看護系大学出身の新人

看護師で，本研究の同意が得られた者５名とした。なお，Ⅱ．用語の定義

教育課程が異なることが予測されることから，編入学の学

看護基礎教育とは，看護の実践および特定の能力を伸ば生は除外した。

すことを目的とした卒後教育のために，広範囲で確実な基礎を提供する正規に認められた教育課程（杉森・舟島，
2012，p.79）である。ここでは，卒業直前に行われる卒業

３．データ収集期間
2013年９月

前演習も含むものとする。

新人看護師とは，厚生労働省の報告（2011a）に基づき，免許取得後に初めて就労する看護師とする。

４．データ収集方法
以下の手順により，半構成的質問によるグループインタ
ビューを行った。
①病院看護管理部に本研究の主旨，目的，方法，倫理的配Ⅲ．研究方法慮について説明し，研究参加者の推薦を依頼した。
②看護管理者から推薦を受けた新人看護師に本研究者より

１．研究デザイン
本研究は，学士課程における血圧測定に関する教育プロ研究の主旨，目的，方法，倫理的配慮について説明文書

グラムの開発に向けて，看護基礎教育における教育上の課を用いて説明し，同意を得たものを対象にした。

題を明らかにすることを目的とする。そのため，新人看護③対象者とインタビューを行う時間帯を調整した。

師たちの相互作用を活用することで，得られる情報が豊か④インタビューは個室で行った。

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学士課程における血圧測定に関する教育プログラム開発に向けた看護基礎教育上の課題⑤インタビューは１時間程度とした。

解があり，一貫した意見はない。信頼性の獲得のために⑥半構成的質問によるインタビューを行うとともに，本研

は，分析過程を詳細に明示することが述べられており究者は，対象者の話しの流れに沿いながら，対象者が自（Holloway & Wheeler, 2002/2006），上記に分析方法として由に話すことができるように努めた。

示した。さらに，以下のことを行った。

⑦インタビュー時は，対象者の承諾を得て IC レコーダに会話内容を収録した。

上記インタビューを行うにあたっては，対象者の業務①インタビュー調査にあたっては，対象者が落ち着いた精神状態で話せるよう，インタビュー時間の希望を聞き，研究者は支持的な態度をとるよう心がけた。

を優先し，インタビューを行う時間帯を調整した。ま

②対象者とメンバーチェッキングを行った。インタビュー

た，プライバシーの保護に努めた。対象者の心身の状態

は，研究者の思い込みや独断を排除するために，対象者を最優先して常に気を配った。緊張や不快感を感じた場の言葉の意味や意図を確認しながらすすめた。
③分析は，教育プログラム作成の研究者にスーパーバイズ

合は，延期もしくは中止してよいことを説明した。

を受けながら進めた。
５．質問内容以下の質問について，インタビュー時に研究者が提示した。

８．倫理的配慮
本研究は，福岡大学病院臨床研究審査委員会の承認を受①血圧測定のときに気をつけていること，大事にしている

けた。研究者が，対象者に研究の趣旨や方法を口頭および文書によって十分説明し，書面で同意を得た。研究への参こと。

加が自由であり，不参加であっても今後の看護師としての②血圧測定のときに困っていること。

評価に影響を及ぼすものでないこと，個人が特定されない
よう得られたデータの管理と処理を行うことを説明した。

６．データ分析方法①インタビュー内容の録音から逐語録を作成して，データ
とした。

Ⅳ．結

②逐語録から，本研究の目的である，学士課程における血圧測定に関する教育プログラム開発に向けて，血圧測定に関する看護基礎教育上の課題となるデータを取り出し

果

１．対象者の概要
当日，業務の都合で急に参加できなくなった１名を除いた４名にグループインタビューを行った。全員が本学出身た。
③取り出したデータを繰り返し読み，データの文脈からそ者であった。対象者４名の概要を表１に示す。

の意味を把握し，血圧測定に関して学生が何を学べばよ
いかについて解釈し記述した。

２．グループインタビューの概要④解釈し記述した内容から，暫定的な課題（下位）を列挙した。この段階の内容は，複数の看護研究者らと検討した。
⑤さらにデータを読みなおした。

インタビューは個室で行った。全員から承諾を得られた
ため，IC レコーダで会話を録音した。
３．分析結果⑥暫定的な課題（下位）とデータを繰り返し照合し，デー

教育プログラム開発に向けた血圧測定に関する看護基礎

タの意味の類似性と相違性から整理して血圧測定に関す

教育上の課題には，〈血圧に関する生体機能の理解〉〈バイる看護基礎教育上の課題を命名した。

タルサイン測定の目的の理解〉〈血圧測定方法の基本的原理の理解〉〈血圧測定に関する科学的判断に基づく援助〉〈血圧測定を受ける患者の心情に配慮したかかわり方〉〈血７．データ収集・分析の信頼性を高める努力
質的研究では，信頼性・妥当性に関してさまざまな見表１

圧測定時に患者に触れることの意味の理解〉〈電子血圧計

対象者の概要

年代

教育課程

勤務病棟

Ａ

20代前半

４年制大学

外科

上腕式電子血圧計

Ｂ

20代前半

４年制大学

外科

上腕式電子血圧計

Ｃ

20代前半

４年制大学

外科

上腕式電子血圧計

Ｄ

20代前半

４年制大学

外科

上腕式電子血圧計・水銀血圧計

Case No.

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日常的に使用する血圧計

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学士課程における血圧測定に関する教育プログラム開発に向けた看護基礎教育上の課題の原理と特性の理解〉の７つが見出された（表２）。教育の観点から明確に説明することはできなかった。これらの上の課題を導く分析プロセスを，分析例として示した（表理解の不足より，看護基礎教育上の課題として，〈血圧に３）。

関する生体機能の理解〉が見出された。

以下に，各課題について，対象者の発言を示しながら説明する。なお，「」内に対象者の言葉を，［］内に対象者の Case No. を表記した。前後の文脈で理解しにくい箇所

は（）内に言葉を補って提示し，個人が特定できる箇所

は，意味を損なわない程度に変更した。

「足首で測ると腕よりも高いんだよね，値が。なんでかわからないけど」［Ｂ］「その生活習慣病でコントロールしている方で，必ず毎回言われるのは『家で測る血圧より，絶対に病院のほうが低い』⑴ 〈血圧に関する生体機能の理解〉と言われるんですよね」［Ｃ］

対象者は，血圧の基準値や血圧に影響を及ぼす因子につ「へー，なんでだろう」［Ｄ］

いて理解することができていた。しかし，それを生体機能

血圧値を生体機能学的視点でとらえることよりも，表面に現れやすい症状やその症状によって引き起こされる身体表２

血圧測定に関する看護基礎教育上の課題

課題名への影響に着目する傾向にあった。
「『ふらっとしたりしたら，必ず言ってくださいね』とか

課題（下位）『気をつけてくださいね』って。転ぶの怖いもんね」［Ｄ］

血圧の基準値血圧に関する生体機能の理解

影響因子とその根拠⑵ 〈バイタルサイン測定の目的の理解〉

身体へ与える影響

バイタルサインは対象者の健康状態を示す重要な観察項

血圧値の判断材料
バイタルサイン測定の目的の理解
血圧測定方法の基本的原理の理解目であり，一般に患者の身体状況や治療に応じて測定されバイタルサイン測定の目的る。対象者は，このバイタルサイン測定の意義について理

血圧測定の目的
血圧計の原理と操作方法解していたが，どのような解釈・判断に基づいて実施すれ

測定時の留意点ばよいのか説明することができず，バイタルサイン測定の

血圧測定による身体への影響

目的が不明確であった。これらの理解の不足より，看護基

電子血圧計の原理

電子血圧計の原理と特性の理解

礎教育上の課題として，〈バイタルサイン測定の目的の理

電子血圧計の操作方法

解〉が見出された。

水銀血圧計との相違点
判断に基づく援助「バイタルはみんな人それぞれ，ルーチンで測るじゃない

血圧測定に関する
科学的判断に基づく援助

臨床現場に応じた援助方法ですか。で，本当にこの人血圧測る意味があるのかなと思う

患者に応じたコミュニケーション
方法

人も，それって，本当は，普通にこれ以外は健康なんだから

血圧測定を受ける患者の心情に配慮した
かかわり方患者にとっての血圧測定の意味

でしてる日もあるけど……」［Ｄ］

患者への説明看護師に遠慮する患者の存在
患者に寄り添う方法としての血圧測定

血圧測定時に患者に触れることの意味の理解

測らなくてもいいんだろうなと思いながらのルーチンの業務場を整える方法としての血圧測定「先輩たちが急に『（測定回数を）落とすね』と言って２検に落としたりするんよね。先生の指示なしで。でも，それって３検必要だから３検にしてるんじゃないのかなと思いつつ心理面を把握する方法としての血圧測定も，『でも２検でいいよ，この人安定してるから』と言われる

電子血圧計におけるケア

値の変動がまだわかってないから，本当安定してるからいい
表３

分析例

データ

解釈

課題（下位）

86A：先輩が大丈夫っていうのがちょっとよくわから Ａ看護師は，バイタルサイン測定の回数を減らすことないし，３検にしてたら，朝と昼に測らなければいけ で，「急変したらどうするのかなって」と考えている。
ないから，先輩たちが急に「落とすね」と言って２検 つまり，バイタルサインが患者の身体状況を把握すに落としたりするんよね。先生の指示なしで。でも， る重要な観察項目であることは理解している。一方，
それって３検必要だから３検にしてるんじゃないのか バイタルサイン測定回数に対する判断の根拠についなと思いつつも，「でも２検でいいよ，この人安定し ては，「大丈夫っていうのがちょっとよくわかない」， バイタルサイン測定
てるから」と言われる値の変動がまだわかってないか 「値の変動がまだわかってないから」と述べている。
の目的
ら，本当安定してるからいいんだろうけど，急変した つまり，バイタルサイン測定をどのような解釈・判断らどうするのかなって，こわいながらも思いつつ，２ に基づいて実施するのか説明できず，バイタルサイン
検でいったりとかするし。
測定の目的が不明確であった。したがって，バイタル
サイン測定の目的に関する理解が不足しているといえる。

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学士課程における血圧測定に関する教育プログラム開発に向けた看護基礎教育上の課題

んだろうけど，急変したらどうするのかなって，こわい（とる。座った状態でバイタルが安定してるからいいんだけど，

思い）ながらも思いつつ，２検でいったりとかするし」［Ａ］

寝ている状態でこうした（測ろうとした）ときに，起きる人

バイタルサイン測定の目的が不明確であるために，疾患がいるから，その状態で測ったら『ちょっと横になりましょと結びつけて短絡的に考える傾向があった。

うか』とやって，いろいろ熱とか測ってもらって，みたいな「高血圧のある人は絶対に２検」
［Ｃ］

感じで」
［Ｂ］

⑶ 〈血圧測定方法の基本的原理の理解〉
対象者は，看護基礎教育で学んだ血圧測定方法や手順，「あと，なんか，時間とかも看護かなって思うのが，（測定

留意点を一とおり習得し実施していた。しかし，測定器具

時間が）10時と14時で決まってるけど，（患者さんが）測っや測定状況による値の変化をどのように判断すればよいのてほしいタイミングがあるじゃないですか，前後したとしてか理解できておらず，血圧測定方法の基本的原理の理解がも，なんかちょっと『いまから出て行きたいから早めに測っ不十分であった。これらの理解の不足より，看護基礎教育て』とか，起きていまから ADL 拡大するから，１回１回寝か上の課題として，〈血圧測定方法の基本的原理の理解〉がせたりとか，こうしなければいけないじゃないですか。その見出された。

負担を減らすために，ADL 拡大する前とか，時間は前後した「聞かれたらわからない。血圧計というと，なんだろう，電としても，ちょっとはそういうところを調節したりとか，す子（血圧計）でもいろいろな種類があるし，アネロイド（血るようにはしますね。この人たぶんいまからお風呂に入るか圧計）あるし，それで同じ血圧計だけど，高く出たり低く出ら，たぶん，しばらく測れないからいま測ろうとか」［Ｃ］

たりとかあるのかな。そんなの（聞かれても），全然知らないなと，ふと……」［Ｄ］⑸ 〈血圧測定を受ける患者の心情に配慮したかかわり方〉
対象者は，血圧測定によって生じる患者の身体的苦痛を「１回，器械，別（の血圧計）になったときの何か，『なん理解し，それらを軽減させようとしていた。また，血圧測で？』って聞かれたらわからないし，『どっちを信じればいい

定に対する患者固有の思いにも気づいていた。しかし，測の』と言われてもわからないし」［Ｃ］

定回数の変更に不安を抱く患者に対して納得できる説明を「『巻き方にもよりますからね』って言って逃げる」［Ｂ］

行っておらず，そのような患者の心情に気づきかかわるこ「なんか，明確な答えを返せないから，なんか，実際自分，とができていなかった。これらの不足により，看護基礎教

そこらへん何も知ってないんだなとか」［Ｃ］

育上の課題として，〈血圧測定を受ける患者の心情に配慮

血圧測定方法は看護基礎教育において一度習得した技術ではあったが，実施しない期間があると，技術力が低下していた。

したかかわり方〉が見出された。
「退院近い人もそうじゃない。（測定回数が）１検になって，『私はよいの？』とか言われて，『あっ，はい』って」［Ａ］「バイタルサインは，ずっと１年生から４年生までの試験「『はい，（測らなくて）結構です』って」［Ｂ］

とかもあって，結構，回数を重ねてきて，まぁ，だいたいこ

対象者のなかには，本研究のインタビュー中に患者の心の値がおかしいというのはわかるから，そんなに練習しなく情に気づき，回数の変更について説明が必要だと感じるもてもいいかなと思って，４年生の最後とかは，シリンジポンのもいた。

プとか，点滴の練習とかしたけど，実際に入職していちばん「（測定回数を）６検から４検に落とすときも，３検から２最初に使うのって，バイタルサイン測定のときの血圧計とか検に落とすときも，患者さんに何も言ってないから……たぶだから，もっと練習してちゃんと測れるようになってた方がん，それで，ただ身体がよくなってるから減ってるのに，な

絶対よかったなって，感じたね」［Ａ］

んか，『測ってくれなくなった」』とか。……忘れられてるん「４月，５月ね，自分の（マンシェットの）巻き方の下手じゃないかでコールとかなったことがあるから，やっぱり，さに落胆してた」［Ｄ］

説明していかなければいけないかなと」［Ｃ］⑷ 〈血圧測定に関する科学的判断に基づく援助〉⑹ 〈血圧測定時に患者に触れることの意味の理解〉

対象者は，測定時の体位や測定時間など患者の状況や要対象者のなかには，自己の経験や先輩看護師の姿を見望に応じて変更し，実施していた。これらは，個別的な援て，血圧測定が身体状況を把握するためだけでなく，患者助を行うために対象者の判断や工夫に基づき実施されていに寄り添うための方法であったり，患者との場を整えるた

たが，一方，その判断が科学的根拠に基づいているか不明

め，あるいは，患者の心理面を把握するために活用できる

確な場合もあった。そのため，看護基礎教育上の課題としと認識しているものもいた。一方，電子血圧計を用いた場て，〈血圧測定に関する科学的判断に基づく援助〉が見出

合は，水銀血圧計に比べてそれらが実施しにくいと感じてされた。

いた。つまり対象者は，血圧測定時に患者に触れたり接近「患者さんがずっと座っている状態だったら，落ちついてしたりする行為の意味を，十分に理解しているわけではな

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学士課程における血圧測定に関する教育プログラム開発に向けた看護基礎教育上の課題

かった。そのため，看護基礎教育上の課題として，〈血圧Ⅴ．考

測定時に患者に触れることの意味の理解〉が見出された。
「D さんが言ったように，やっぱり朝の血圧というかバイタ

察

１．血圧測定に関する看護基礎教育上の課題の特徴

ルのときって，やっぱり，それなりの患者さんと１対１，２

対象者である新人看護師のインタビューを分析した結対１で接する機会なので，そのときに患者さんの思いだった

果，血圧測定に関する看護基礎教育上の課題には，〈血圧り，表出させるために，血圧測るときって，だいたい患者さに関する生体機能の理解〉〈バイタルサイン測定の目的のんがベッドにいらっしゃってというところなので，目線を合理解〉〈血圧測定方法の基本的原理の理解〉〈血圧測定に関わせるためにしゃがむことで，患者さんも話聞きやすいかな

する科学的判断に基づく援助〉〈血圧測定を受ける患者のとか，あとは不安だったりすると，触れるというのが，タッ心情に配慮したかかわり方〉〈血圧測定時に患者に触れる

チングでしたっけ，というのがあると思うので，それをすることの意味の理解〉〈電子血圧計の原理と特性の理解〉のと患者さんも表出してくれるというのがあるので，そういう７つが明らかになった。これらは，看護基礎教育を終了しところを意識的にしたりとかはあります」［Ｂ］

た新人看護師の発言によって見出されたものであり，血圧測定の講義・演習時だけでなく，看護基礎教育の全過程に「（電子血圧計の）便利さに頼ったら，ちょっと（患者に触れること）減っちゃうね」［Ｄ］

おいて取り組むべき内容が顕在化したものといえる。
これら課題のうち，〈血圧に関する生体機能の理解〉や⑺ 〈電子血圧計の原理と特性の理解〉〈バイタルサイン測定の目的の理解〉〈血圧測定方法の基本

看護基礎教育では，血圧測定の原理を理解する目的で，的原理の理解〉は，血圧測定の方法や手順に留まらず，そ

水銀血圧計を用いて血圧測定方法を習得する教育機関が多の根拠を説明する内容である。川島（2002，p.44）が，看い。一方，対象者が所属する病院では，電子血圧計の使用

護技術とは「行為の形」や「行為の結果」「ある方法の手が大半を占めることから，電子血圧計の原理や操作方法を順」ではなく，「行為を可能にする原理」であると指摘し理解しておく必要があった。このため，看護基礎教育上のているように，血圧測定技術においてその目的や根拠を考課題として，〈電子血圧計の原理と特性の理解〉が見出さえ行為することが求められる。新人看護師を対象とした研れた。

修ガイドライン（厚生労働省，2011b）でも，数値だけで「（電子血圧計の）その仕組みすらわかってないもんね。何なく科学的な判断を重要視することが明記されている。しであれが勝手に（血圧値を）わかってるのかがわからない」

たがって，この〈血圧に関する生体機能の理解〉や〈バイ［Ｄ］

タルサイン測定の目的の理解〉〈血圧測定方法の基本的原「入職したてのときかな，血圧測ろうとしたけど『排気』っ

理の理解〉は，血圧測定に関して最初に修得すべき基本的てなってて，全然（圧が）上がらなくて，なんで，なんで，内容といえ，臨床実践能力育成に向けて看護基礎教育上のみたいになってたりとか。（電子血圧計の）扱いがよくわかっ

重要な課題であると考えられた。

てないのに，これしかないからって，家でこれで測ってきて血圧測定は，測定器具を用いて対象者の身体のサインをというのが若干強かった。いまはもう慣れたけど。『排気』の捉える看護行為である。一般に看護行為は，看護者と対象

仕方も実際わからなかったりするし，外したもん，パカッと者の相互作用・相互人格的関係で成り立つという特徴があ管のところ」［Ｂ］

る。つまり，血圧測定は器具を用いた単なる測定技術では一方，対象者は，水銀血圧計による血圧測定方法を習得

なく，対象との相互人格的関係に基づいた行為であるといしていたことで，電子血圧計で測定する際にも触診法を活える。本研究の対象となった新人看護師も，患者の身体的用することができた。

苦痛に気づき，配慮を行うなど患者の反応をとらえながら「電子（血圧計）なのでどれくらい（圧が）上がるかとい測定を行っていた。一方で，患者が「測定回数がなぜ変更

うのが，下手したら190とか200ぐらいまで，高い人はそれくしたか」について尋ねても，その理由の説明を行っていな

らいまで上げるのですけど，音を聞きながらではないので，かった。Watson（1985/1992, pp.109-110）は，看護師と患いつ消えたかというのがわからないので，私は（橈骨動脈を）者の相互関係を指向するヒューマンケアリングの主張のな触りながらやって，触れなくなったところあたりまでというかで，患者の振る舞いや欲求，情況が持つ意味を知ることのをしないと，患者さんが痛いので，そこを気をつけてますの必要性を説いている。患者が「測定回数がなぜ変更したね」［Ｂ］

か」について尋ねる背景には，血圧測定に対する患者なりの意味や理由が存在すると思われる。そのため，看護者は表面に現れる症状や訴えだけではなく，目に見えない患者の真意を理解することによって，相互行為としての血圧測

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学士課程における血圧測定に関する教育プログラム開発に向けた看護基礎教育上の課題

定が成り立つものと考えられた。したがって，〈血圧測定術・態度を習得し，実践の場での学習によってこれらを統を受ける患者の心情に配慮したかかわり方〉は，表面に現合させ，対象者に応じた実践へと深化させる。血圧測定技

れにくい患者の行為の意味や欲求などを理解し，それに応術は，１～２年次の基礎看護学での講義・演習で，〈血圧えることによって達成される課題であると考えられた。

に関する生体機能の理解〉や〈バイタルサイン測定の目的

血圧測定は，測定器具を用いることから患者に接近し触の理解〉〈血圧測定方法の基本的原理の理解〉といった基れる行為を伴う。吉田（2013，pp.44-45）は，情報収集に本的内容を学習する。そして，臨地実習で血圧測定を通しおける観察は，患者と話すだけでなく身体に触れたりしなた対象者とのかかわりのなかで，〈血圧測定に関する科学

がらその過程が進められることによって，より具体的に的判断に基づく援助〉や〈血圧測定を受ける患者の心情に現象が明らかになると述べ，触れることの重要性を説い配慮したかかわり方〉〈血圧測定時に患者に触れることのた。また，茂野（2013，p.65）は，人に触れることは人を意味の理解〉を学んでいく。今回，新人看護師を対象とし安心させる，リラックスさせるなどの効果をもたらし，対た本研究によって，血圧測定に関する看護系大学の学生の象者が安心感を抱く場合には，間接的に対象者との信頼関

看護基礎教育上の課題として，〈血圧測定に関する科学的係構築を促進させる作用があると述べた。このように，血判断に基づく援助〉や〈血圧測定を受ける患者の心情に配圧測定時に患者に接近し触れることによって，患者に何が慮したかかわり方〉〈血圧測定時に患者に触れることの意

起こっているか注意深く観察したり，患者との関係を築い

味の理解〉が明らかになった。さらに，これら発展的内容たりすることができる。本研究の対象者は，患者に触れるだけでなく，〈血圧に関する生体機能の理解〉や〈バイタ体験からその効果を実感することはできていたが，電子血ルサイン測定の目的の理解〉〈血圧測定方法の基本的原理

圧計でこれらを実施することはむずかしいと判断していの理解〉といった基本的内容が含まれることが明らかにた。電子血圧計は水銀血圧計と比較して，看護者が聴診器なった。これはつまり，「看護基本技術」の到達度として，を当てたり目線を下げて水銀値を読みとったりする動作が正確に理解していることが当然視される基本的法則や方法なく，患者に触れる機会が減少する。だが，吉田（2013，の理解・修得が不十分であることを示すものである。このpp.44-45）が，器械はあくまで補助的な道具であり，人々要因の一つには，血圧測定技術に対する評価が，１～２年の苦痛に向き合い癒すことができるのは看護者の生身の身

次の演習後や基礎看護学実習後など，比較的学習直後の時体であると述べたように，患者とどのように向き合いかか

期にのみ行われてきたことがあげられる。つまり，これま

わるかは，使用する器械に左右されるものではない。〈血での一律的な段階的学習方法では，血圧測定の臨床実践能

圧測定時に患者に触れることの意味の理解〉は，測定のた力として卒業時の目標に到達することがむずかしいことがめの単なる「触れる」ではなく，測定時に触れることがど推察される。したがって，〈血圧に関する生体機能の理解〉のような意義や目的をもつのかを含む課題といえ，患者へや〈バイタルサイン測定の目的の理解〉〈血圧測定方法のの関心の向け方といった看護者としてのありようとともに基本的原理の理解〉といった基本的内容を，１～２年次だ修得していく必要があると思われた。

けでなく３～４年次の臨地実習前および卒業前に再度学習し評価することで知識と技術の定着をはかり，臨床実践に

２．血圧測定に関する教育プログラム開発に向けてつなげる新たな教育方法の必要性が示された。

大学における看護実践能力の育成の充実に関しては，また，本研究で明らかになった〈血圧測定を受ける患者「看護基本技術を支える態度や行為」「看護ケアの基盤形成の心情の理解〉や〈血圧測定時に患者に触れることの理の方法」「看護基本技術」の３つが看護技術学習を支える解〉は，看護者と患者の相互作用によって浮上する課題で重要な柱として示されている（川口・佐藤・小西，2013；

ある。つまり，血圧測定という患者の身体をとらえる最も

文部科学省，2002）。これは，看護技術学習において，単

基本的な技術において，患者やケアをどのように考えるかにその技術に関する知識や手順ばかりでなく，対象の状況といった看護者の看護に対する考え方が大きく影響するこを確実に受け止めニーズを総体的に配慮したうえで実施すとを示したものといえる。本研究の対象となった新人看護ることを明確に示したものである。本研究で見出された課

師は，患者が「なぜ測定回数が変更したか」について尋ね

題〈血圧に関する生体機能の理解〉〈バイタルサイン測定てもその意味や理由を見出せず，患者の心情に配慮するこの目的の理解〉〈血圧測定方法の基本的原理の理解〉，血圧とができていなかった。一方，対象者のなかには，本研究測定に関する科学的判断に基づく援助〉〈血圧測定を受けのインタビュー中に「血圧測定の回数の変更について説る患者の心情に配慮したかかわり方〉〈電子血圧計の原理明していかなければいけない」と気づくものもいた。東と特性の理解〉は，これらの内容を包含していた。

（2009， pp.25-32）は，自己の看護実践を振り返る方法と一般的に看護技術は，学内での講義，演習で知識・技してリフレクションに着目している。リフレクションは，

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学士課程における血圧測定に関する教育プログラム開発に向けた看護基礎教育上の課題

実践に潜む価値や意味を見出し，それを次の実践に生かす

つ看護系大学出身者の新人看護師を対象にして明らかにしことによって，さらに状況にあった意図的な実践を行うこていくことが，今後の課題である。

とを目指したものである。したがって，患者やケアをどのようにとらえるかといった態度や価値観に基づいた〈血圧結測定を受ける患者の心情の理解〉や〈血圧測定時に患者に論触れることの理解〉の課題には，本研究の対象者が語るこ

新人看護師を対象として血圧測定に関する看護基礎教とで気づいたように，このリフレクションを用いた教育方

育上の課題を明らかにし，学士課程における血圧測定に法が効果的である可能性が考えられた。そのためには，教関する教育プログラムを開発することを目的に，Kern, et

員がリフレクションの価値を認識するとともに，基礎看護学実習を始めとして各学年での臨地実習時に，学生が実習

al.（1998/2003）の「医学教育プログラム開発」を参考にして，４名の新人看護師を対象にグループインタビューをでの体験をもとに人にどう意識を向けどのようにかかわる行った。新人看護師の発言を逐語録とし，それらをデータ

かや，その基盤となる人間存在のとらえ方に気づくことがとして質的帰納的に分析した。

できる教育の必要性が示唆された。

学士課程における血圧測定に関する看護基礎教育上の課

また，今回見出された課題〈電子血圧計の原理と特性の題として，〈血圧に関する生体機能の理解〉〈バイタルサイ

理解〉は，看護基礎教育と臨床現場での測定器具の違いに

ン測定の目的の理解〉〈血圧測定方法の基本的原理の理解〉

よる実践上の困難さから見出されたものであり，多様な測〈血圧測定に関する科学的判断に基づく援助〉〈血圧測定を定器具に関する教育の必要性が示された。近年，医療器具受ける患者の心情に配慮したかかわり方〉〈血圧測定時にの技術開発によって，医療施設では電子血圧計の使用が患者に触れることの意味の理解〉〈電子血圧計の原理と特主流となるなど測定器具が複雑化している。世界保健機性の理解〉の７つが明らかになった。これらの課題は，看構（WHO）も，2020年までに水銀血圧計の使用を禁止す

護基礎教育を終えた新人看護師の発言によって見出された臨床現場で水銀血圧計を用いる可能性はきわめて低い。一

顕在化したものといえる。１～２年次の講義・演習だけで方，水銀血圧計をはじめとしたリバロッチ・コロトコフ法

なく，３～４年次の臨地実習前および卒業前に再度学習しによる測定は，視覚・聴覚・触覚を同時に用いながらコロ評価することで，知識と技術の定着をはかり臨床実践につ

トコフ音の変化を聴き分けるため，学生が血圧測定の原理

なげる新たな教育方法の必要性が示された。

を学ぶためには欠かすことができない測定法である。今後〈血圧測定を受ける患者の心情に配慮したかかわり方〉

は，実践可能な血圧測定技術に向けて，対象に応じて器具や〈血圧測定時に患者に触れることの意味の理解〉は，看の選択を判断できる３～４年次の臨地実習前や卒業前と護者と患者の相互作用によって浮上する課題である。患者

いった時期に，臨床現場で必要とされる測定器具についてやケアをどのようにとらえるかといった態度や価値観を育教育を行う必要があると考えられた。

むためには，血圧測定時の患者の言動や反応を吟味し自己る指針を打ち出しており（日本 WHO 協会，2013），今後，ものであり，看護基礎教育の全過程で取り組むべき内容が以上のことから，１～２年次の基本的内容から３～４年の行為を省察するリフレクションを用いた教育方法が有用

次の発展的内容へと展開させていくこれまでの教育に加であることが考えられた。これに対して，教員がリフレク

え，技術の根幹となる基本的内容を４年間のなかで継続的ションの価値を認識するとともに，基礎看護学実習をはじに修得できる新たな教育プログラム開発の必要性が考えらめとして各学年での臨地実習時に，学生が実習での体験をれた。

もとに人にどう意識を向けどのようにかかわるかや，その基盤となる人間存在のとらえ方に気づくことができる教育

Ⅵ．本研究の限界と課題の必要性が示唆され，教育プログラムの開発に貢献できる可能性が示唆された。

本研究の対象者全員が本学出身者であり，研究対象施設としたＡ大学病院は，本学の臨床実習病院である。そのた謝

辞め，対象者全員が臨床実習病院で勤務していることとな

本研究にご協力いただきました病院看護管理部の皆さり，それが現在の臨床経験に影響している可能性がある。

ま，新人看護師の皆さまに深く感謝申し上げます。本研究

また，単一の看護基礎教育機関出身の新人看護師によるグは，平成24～26年福岡大学総合科学・領域別研究部・領域

ループインタビューであることから，本研究での結果を，別研究の一部である。なお，本論文の一部は，第34回日本

すべての看護系大学における教育上の課題として一般化す

看護科学学会学術集会で発表した。

るには限界がある。このため，多様な教育理念・目標をも68

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2016

学士課程における血圧測定に関する教育プログラム開発に向けた看護基礎教育上の課題

要旨

目的：学士課程における血圧測定に関する教育プログラム開発に向けて，看護基礎教育における教育上の課題を明らかにすることを目的とした。
方法：新人看護師４名を対象としてグループインタビューによってデータ収集を行い，質的帰納的に分析した。
結果：課題として，〈血圧に関する生体機能の理解〉〈バイタルサイン測定の目的の理解〉〈血圧測定方法の基本
的原理の理解〉〈血圧測定に関する科学的判断に基づく援助〉〈血圧測定を受ける患者の心情に配慮したかかわり方〉〈血圧測定時に患者に触れることの意味の理解〉〈電子血圧計の原理と特性の理解〉の７つが明らかになった。
結論：血圧測定に関する知識・技術を１～２年次だけでなく，３～４年次の臨地実習前および卒業前に再度学習し評価する新たな教育方法の必要性やリフレクションの有用性が示され，教育プログラム開発に貢献できる可能性が示唆された。

Abstract
Purpose: The purpose of this study was to describe the themes of basic nursing education in order to develop educational
programs on blood pressure measurement in undergraduate education.
Methods: We collected data by conducting group interviews with four novice nurses and analyzed them qualitatively andinductively.
Results: There were following seven themes: the understanding of biological functions on blood pressure, the understandingof the purposes of vital signs measurement, the understanding of basic principles of the methods of blood pressure measurement, the support based on scientific judgments on blood pressure measurement, involvement taking care of the feelings ofpatients who receive blood pressure measurement, and the understanding of the meaning of touching patients during bloodpressure measurement, the understanding of principles and characteristics of electronic sphygmomanometer.
Conclusion: It was shown the utility of reflection and the necessity of new educational methods in which students learnknowledge and techniques of blood pressure measurement not only in the first and second years of college but also before thestart of clinical practice for third-year and fourth-year students and immediately before graduation, suggesting the possibilityof contributing to the development of an educational program.

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日本看護研究学会雑誌 Vol. 39

No. 1

2016

69

学士課程における血圧測定に関する教育プログラム開発に向けた看護基礎教育上の課題
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70

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平成27年１月16日受付
平成27年11月23日採用決定

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一般社団法人日本看護研究学会々報

1

目

次

一般社団法人日本看護研究学会
第４回評議員・役員選挙（2015年）を終えて

第

100

1

号

（平成28年４月20日発行）
一 般 社 団 法 人 日本看護研究学会事務局

一般社団法人日本看護研究学会
第４回評議員・役員選挙（2015年）を終えて一般社団法人日本看護研究学会選挙管理委員会

出
委 員 高
委 員 藤
委員長

口
島
井

禎
尚
徹

子
美
也

評議員選挙にご協力いただきましてありがとうございました。今回の選挙では，北海道４名，東北４
名，関東５名，東京10名，東海12名，近畿・北陸17名，中国・四国11名，九州・沖縄10名の合計73名の評議員を選出いたしました。
平成27年９月30日にウェブサイトで第４回評議員選挙の公示を行い，その後10月26日には選挙投票の手順や投票期間などを書面にて郵送でお知らせ致しました。昨年からは Web のみの投票方法となっております。そのため投票率に関しては注目して経過を見ておりましたが，前回選挙よりわずかに上昇したものの，11月18日の時点で全体の投票率は10.57％と低迷しておりました。そこで再度投票を呼びかけるかを担当理事とも相談し，メールで再度の依頼を行いました。その結果，投票期限の11月30日には投票率は16.6％となり，わずかながら投票率が上昇致しました。しかし残念ながら，全体的な投票率は10％台にとどまっております。

Web システムの操作は大変わかりやすく工夫されていますので，会員のメール登録の強化を図り不通

メールを少なくする，投票率の経緯をみながらリマインドメールを送信するなど今後の選挙広報のあり方をさらに検討する必要があると思われます。

今回は事務局が変わって初めての選挙でしたが，事務作業をシステマティックに進めていただき，委員の負担は軽減されました。投票率を上げるための広報のあり方について課題は残りましたが，大きなトラブ
ルもなく無事に選挙員会の活動を終えることができました。会員の皆様，関係者の皆様に感謝いたします。

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一般社団法人日本看護研究学会々報2

評議員選挙（2015年）報告
一般社団法人日本看護研究学会（平成27年11月30日施行）
定
北

投票者

投票率

投票数

有効投票数

白票数

道

166

37

22.3％

148

139

9

4

北

東

北

4

東

北

201

44

21.9％

176

158

18

関

東

5

関

東

240

37

15.4％

185

159

26

東

京

10

東

京

449

54

12.0％

540

352

188

東

海

12

東

海

551

96

17.4％

1,152

801

351

近畿・北陸

17

近畿・北陸

785

124

15.8％

2,108

1,205

903

中国・四国

11

中国・四国

531

87

16.4％

957

660

297

九州・沖縄

10

九州・沖縄

434

77

17.7％

770

505

265

3,357

556

16.6％

6,036

3,979

2,057

計

73

合

海

選挙人

道

合

海

数

計

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一般社団法人日本看護研究学会雑誌投稿規程
１．投

稿

者

本誌投稿者は，著者および共著者のすべてが本学会員でなければならない。ただし，編集委員会により依頼したものは非会員であってもかまわない。
２．著者および研究貢献者
１）著者「著者」（Author）とは，通常，投稿された研究において大きな知的貢献を果たした人物と考えられている。

著者資格（Authorship）は以下の①から④の四点に基づいているべきであるとともに，そのすべてを満たしていなけ

ればならない *。
①

研究の構想およびデザイン，データ収集，データ分析および解釈に，実質的に寄与した②

論文の作成または重要な知的内容に関わる批判的校閲に関与した③

出版原稿の最終承認を行った④

研究のあらゆる部分の正確さまたは完全さに関する疑問が適切に探究され解決されることを保証する，研究のすべての面に対して説明責任があることに同意した

資金の確保，データ収集，研究グループの総括的監督に携わっただけでは著者資格を得られない。
産学協同研究など，多施設から相当数の研究者が研究にかかわっていた場合，投稿原稿についての直接の責任者が明らかになっていなければならない。この責任者は，上述の著者資格の基準を完全に満たしている必要があり，編集委員
会は責任者に対して「投稿原稿執筆者および利益相反開示 **」を要求することがある。
２）研究貢献者
著者資格の基準を満たさない研究貢献者は，すべて「謝辞」の項に列挙する。研究貢献者には貢献内容を明示する。
たとえば，「学術的助言者として貢献」「研究デザインの批判的校閲」「データ収集」「研究参加者の紹介ならびにケア」などのように貢献内容を付記することを推奨する。
３．投稿の内容と種別
編集委員会が扱う投稿論文の内容は，「広く看護学の研究に携わる者を組織し，看護にかかわる教育・研究活動を行い，看護学の進歩発展に寄与するとともに社会に貢献する」という日本看護研究学会の設立趣旨にかなった，看護に関する学
術・技術・実践についての「論文」とする。趣旨に沿わない場合は原稿を受理しない場合がある。
投稿者は，投稿時に以下の原稿種別のいずれかを申告する。ただし，査読者および編集委員会の勧告により希望どおりの原稿種別では採用にならない場合がある。
投稿論文は学術雑誌に未発表のものに限る。学術雑誌に未投稿の学位論文はそれ自体を論文とはみなさず，したがって，
所属機関のリポジトリへの収載等は公表と見なさない。また，学術集会での発表も，学術雑誌への論文収載ではないので未発表と見なす。
* 米国保健福祉省研究公正局（Office of Research Integrity, Office of Public Health and Science）の『ORI 研究倫理入門─責任ある研究者になるために』によると，出版に寄与しない著者をリストにあげることは，gift authorship と呼ばれ，広く批判されており，研究の不正行為の１つとしてみなされている。共通の同意にもかかわらず，gift authorship は，こんにちの学術出版をめぐる未解決の重要課題とみなされている。研究者は，以下のようであれば，論文にリストされる。①研究がなされた研究室やプログラムの長である。②研究資金を提供した。③この領域での主導的研究者である。④試薬を提供した。⑤主たる著者のメンターとして機能した。これらの位置にいる人びとは，出版のために重要な寄与を行い，承認を与えられるだろう。しかし，上記の寄与だけであれば，著者にリストされるべきではない。
** 産学連携による研究には，学術的・倫理的責任を果たすことによって得られる成果の社会への還元（公的利益）だけではなく，産学連携に伴い研究者個人が取得する金銭・地位・利権など（私的利益）が発生する場合がある。これら２つの利益が研究者個人の中に生じる状態を「利益相反」と呼ぶ。産学連携を推進するには，利益相反状態が生じることを避けることはできないが，利益相反事項の開示を要求することによって，研究成果の信憑性の喪失，社会からの信頼性の喪失，研究参加者への危険性などの弊害を生じることなく，研究結果の発表やそれらの普及・啓発を中立性と公明性を維持した状態で適正に推進させ，研究の進歩に貢献するものである。
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編集委員会による査読過程を経て，採用が許諾された段階で，投稿者には未発表もしくは断片的投稿や二重投稿ではな
い内容であることを誓約する文書を要求する。
■原著論文
学術上および技術上価値ある新しい研究成果を記述したもの。
原稿のすみずみまで研究論文としての完成度が高いもの。
■研究報告
学術上および技術上価値ある新しい研究成果で，前掲「原著論文」と比較すると論文としての完成度にはやや難があるが，早く発表する価値があるもの。
■技術・実践報告
技術的な問題についての実践結果の報告で，その手段あるいは得られた成果が大きな波及効果を期待できるもの。エビデンスレベルは「根拠に基づく実践 Evidence-Based Practice」に準じて判断する。

■総説

特定の問題に関する内外の文献を網羅的に集めて分析・検討した論文。メタシンセシスやシステマティックレ
ビューは，そのレベルにより原著もしくは研究報告に相当する。
■資料・その他
上記のいずれにも相当しないが，公表する価値がある。
４．研究倫理本誌に投稿する原稿の元になった研究は，本学会が定めた倫理綱領をはじめ，日本看護協会の「看護研究のための倫理指針」（2004），厚生労働省の「臨床研究に関する倫理指針」（2008），文部科学省・厚生労働省の「疫学研究に関する倫理指針」（2008）等にかなっていなければならない。
人および動物が対象の研究は，投稿者所属の施設もしくは研究参加者が所在する施設の研究倫理審査委員会で承認されたものでなければならない。投稿者の周辺に適切な研究倫理審査委員会がない場合は，本学会で研究倫理審査を受けることができる。また，承認された倫理的配慮がその通りになされていることも必要条件であり，具体的に行われた倫理的行動と研究倫理審査承認番号を本文中に明記しなくてはならない。
それに加えて，以下の行為が疑われた場合，①理事会が聞き取り調査を行う，②実際に不正であると判断された場合はその旨を公告する，③公刊後に不正が明らかになった場合は当該論文を削除する公告を行う，④不正を行った投稿者に対しては理事会の議を経て，会員資格を剥奪する。なお，二重投稿の場合は該当する他学会の編集委員会に通知する。
■ミスコンダクト

ねつぞう

かいざん

研究上の「ミスコンダクト」とは，「研究上の不正行為」とほぼ同義で、捏造（Fabrication），改竄（Falsification），

盗用（Plagiarism）（FFP）を中心とした，研究の遂行における非倫理的行為のことである。「不正行為」が不法性，違法性を強調するのに対して，「ミスコンダクト」はそれに加えて倫理性，道徳性を重視する〔日本学術会

議「科学におけるミスコンダクトの現状と対策：科学者コミュニティの自律に向けて」（http://www.scj.go.jp/ja/

info/kohyo/pdf/kohyo-19-t1031-8.pdf）より，文章表現を一部改変〕。

■断片的投稿

研究の一部を独立した研究のように投稿する断片的投稿（こま切れ投稿）は，研究全体の重要性と価値を誤って伝えると同時に，学術雑誌を公刊するシステムに多くの時間と費用を浪費させることから，厳に慎まなければならない。長い研究経過の途中で，それまでに得られた結果をもとに投稿する場合は，投稿した論文と研究全体との関係を明らかにするとともに，過去に研究の一部を公表した論文があれば，その論文との関係を投稿論文中に明確に示さなければならない。
■二重投稿
本誌に投稿した原稿と同じものを他学術雑誌へ同時期に投稿することを二重投稿と呼ぶ。ほぼ同じデータ群，結果，考察から構成されている場合は二重投稿とみなす。

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■不合理な投稿の取り下げ
正当な理由なく原稿の投稿を取り下げることである。投稿論文を取り下げる場合は，取り下げざるをえない正当な理由を添えて，編集委員長宛に願い出なければならない。理由が正当でないと編集委員会が判断した場合，
この取り下げの背後になんらかの問題行為が行われているものとみなす。
５．投稿手続きおよび採否
１）本学会の論文投稿サイトの投稿論文チェクリスとにしたがって，原稿の最終点検を行う。
２）投稿原稿は，Microsoft 社の Word や Excel，PowerPoint を使用して作成し，行番号を付す。行番号は Word に含まれている。

３）本学会の論文投稿サイトの指示にしたがって，必要事項を完全に記入し，作成済みのファイルをアップロードする。
４）原稿受付日は投稿日とし，採用日とともに誌上に明記する。なお，原稿執筆要項を著しく逸脱するものについては，形式が整った時点を受付日とする。
５）原稿の採否は編集委員会による査読を経て決定する。なお，原稿の修正および種別の変更を求めることがある。
６）査読中の原稿のやりとりも，本学会の電子査読システムを使用する。
７）採用が決定したあと，最終原稿を提出する。
６．英文抄録のネイティヴ・チェック
英文抄録については，英語を母国語とする人にチェックしてもらい，間違いがないことを証明する確認書を提出する。
とくに様式は定めない。
７．投稿前チェックリスト
投稿する際には，投稿論文チェックリストで「投稿規程」および「原稿執筆要項」に合致していることを確認のうえ署
名し，投稿論文とともに送付する。
８．原稿の受付
原稿は随時受けつけているが，投稿規程および原稿執筆要項に沿わない原稿は受理できない。
９．投稿論文の採否
投稿論文の採否は，本学会編集委員会による査読過程を経たうえで，編集委員会が最終決定を行う。場合により，投稿者に内容の修正・追加あるいは短縮を求めることがある。また，採用の条件として，論文種別の変更を投稿者に求めることがある。
査読の結果が「修正のうえ再査読」の場合，所定の期間内に修正された原稿については，改めて査読を行う。
「不採用」と通知された場合で，その「不採用」という結果に対して投稿者が明らかに不当と考える場合には，不当とする理由を明記して編集委員長あてに異議申し立てをすることができる。
なお，原稿は原則として返却しない。
なお，原稿種別による査読基準は以下表の通りである。
原著論文

研究報告

技術・実践報告

○

○

○

総

説

独

創

性

萌

芽

性

○

○

発

展

性

○

○

○

○

○

技 術 的 有 用 性
学術的価値性・有用性

○

信

頼

性

○

完

成

度

○

○

○
○

〔凡例〕○：評価の対象とする，空欄：評価するが過度に重視しない。

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資料・その他○

10．ゲラ刷りの校正採用が決定すると，ひとまず投稿原稿はテクニカル・エディター（編集技術者）の手にわたる。その際，本誌全体の統一をはかるために，著者に断りなく仮名遣いや文章を整え，語句を訂正することがある。
ゲラ刷り（校正用の試し刷り）の初回校正は著者が行う。なお，校正の際，著者による論文内容に関する加筆は一切認めない。第２回目以降の校正は著者校正に基づいて編集委員会が行う。
11．原稿掲載料・別刷料
原稿が刷り上がりで，10頁以下（800字詰原稿用紙30枚が目安〔図表含む〕）の場合は，掲載料は無料とする。図表の目
安は，通常の大きさの場合は仕上がりで１ / ４～１ / ２頁，大きな図表は１頁とする。
10頁の制限を超過した場合は，所定の料金を徴収する。超過料金は，刷り上がり超過分１頁につき所定の超過料金（実費）とする。
図版は，製版原稿として使用可能な原図のデータを添えること。印刷業者で新たに作成し直す必要が生じたときは，その実費を徴収する。図版データの具体的なフォーマットについては，「原稿執筆要項」を参照のこと。
別刷については，基本的には提供しない。代わりに該当する刷り上がりページの PDF ファイルを無料で配布する。

紙媒体の別刷が必要な場合は，投稿者が直接印刷業者と交渉する。
12．著 作 権

・会員の権利保護のために，掲載された論文の著作権は本会に属するものとする。
・本誌の論文を雑誌，書籍等に引用する場合は，必要最小限の範囲とし，出典（著者氏名，題名，掲載雑誌名，巻号，ペー
ジ数等）を明記する。ただし，論文内容を改変して転載する場合は，転載許可申請書（形式は自由）を事務局宛に郵送
し，事前に編集委員長の許可を得る。
・本誌の論文を所属機関のリポジトリ等に登録する場合は，登録許可申請書（形式は自由）を事務局宛に郵送し，事前に編集委員長の許可を得る。
13．原稿執筆要項
別に定める。
この規程は，昭和59年12月１日より発効する。
付

則１）平成５年７月30日

一部改正実施する。

２）平成９年７月24日

一部改正実施する。

３）平成12年４月22日

一部改正実施する。

４）平成15年７月23日

一部改正実施する。

５）平成16年７月28日

一部改正実施する。

６）平成17年７月21日

一部改正実施する。

７）平成21年８月２日

一部改正実施する。

８）平成22年５月23日

一部改正実施する。

９）平成23年９月30日

一部改正実施する。

10）平成25年12月15日

一部改正実施する。

11）平成27年８月21日

一部改正実施する。

12）平成28年５月22日

一部改正実施する。

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原

稿

執

筆

要

項

一般社団法人日本看護研究学会編集委員会
原稿の内容は日本看護研究学会の設立趣旨「広く看護学の研究に携わる者を組織し，看護にかかわる教育・研究活動を行い，看護学の進歩発展に寄与するとともに社会に貢献する」にかなったものとする。趣旨に沿わない場合は原稿を受理しない場合がある。
また，本学会の編集スタイルは，原則的に米国心理学会（American Psychological Association, APA）が発行している『Publication Manual of the American Psychological Association, 6th ed.』（2010）／『APA 論文作成マニュアル第２版』〔2011，医学書院〕に準拠する。

１．投稿の際の電子書式等について
１）原稿は，本学会が定める電子投稿システムを使用して投稿する。
２）本文は Microsoft 社の Word を使用し，図表は図は Word・Excel・Power Point，表は Word・Excel で作成する。Excel
または PowerPoint 以外のソフトで作表した図表は，JPEG または PDF 形式で保存する。
なお，図表については以下の点に留意されたい。

Word

Excel の表を Word 上に貼付して画像化させている場合は，もとの Excel のデータも提出すること

PDF

パスワードはかけず，フォント埋め込みの状態で提出すること（可能であれば，JPEG または TIFF 形

JPEG

解像度が350dpi 以上の低圧縮の状態で提出すること式が望ましい）３）本文の文字の大きさは MS 明朝体の10.5ポイントを使用し，書式は左右余白30mm，上下余白50mm，入稿とし，文字数は40字×20行となるように設定する（「文書のレイアウト」で40字 ×20行と設定すると，10.5ポイントの場合，１行の数が40字以上になる。35字×20行という設定で指定の文字数となることが多いので，実際に１ページあたりの字数と行数を確認すること）。
４）本文には必ずページ数を中央下に挿入する。
５）１ページ目の最上段に論文タイトルを記載し，１行空けて本文を開始する。著者名および所属など投稿者を特定できる情報を書いてはいけない。
２．文体ならびに句読点について
１）文章は簡潔でわかりやすく記述する。看護学は理系・文系にまたがるところがあるが，文体は「である調」を基本とする。
２）論文は横書き２段組で印刷するため，読点は縦書きの際に通常使用する「、」ではなく「，（全角コンマ）」とし，句点は読点との区別を明瞭にするために「。（全角句点）」とする。
３）漢字の使用については，原則的に「常用漢字表」に則るものとする。なお，専門用語に類するものについてはその限りではない。ただし，接続詞や副詞の多くと名詞や動詞，助動詞などの一部には「ひらがな書き」が定着していることに配慮する。
［例］「さらに…」「ただし…」「および…」「または…」「すぐに…」「ときどき…」「…すること」「…したとき」「…ている」
４）本文や図表中（文献は除く）で用いられる数字（「二者択一」や「一朝一夕」のような数量を表す意味で用いられているのではないものを除く）および欧文については，原則として半角文字を使用する。ただし，１桁の数字および１文字のみの欧文（例：Ａ施設，Ｂ氏，方法Ｘ，など）の場合は全角文字とする。また，量記号（サンプル数のn や確率の p などの数値すなわち量を表す記号）に対しては，欧文書体のイタリック体（斜体）を使用する。

５）整数部分が０で理論的に１を超えることのない数値は，たとえば，相関係数 r や Cronbach’s α では「.68」のように小数点以下だけを表現し，縦に揃える場合は小数点の位置で揃える。

日本看護研究学会雑誌 Vol. 39

No. 1

2016

３．見出しについて
論文の構成をわかりやすく提示するために見出しを階層化する。
１）見出しは「MS ゴシック」体を用い，外国語・数字には Times New Roman Bold を用いる。
２）見出しの階層は第１階層から第７階層までとする。
３）第１階層は論文タイトルで，見出しに数字やアルファベットを付けない。論文タイトルは印刷時には中央揃えになる。
４）本文の見出しは，以下に示す第２階層から第７階層までの６つの階層から構成する。見出しに付ける数字・記号，
およびピリオドは全角を使用する。
第２階層：Ⅰ．Ⅱ．Ⅲ．

：中央揃え第３階層：Ａ．Ｂ．Ｃ．

：左端揃え

第４階層：１．２．３．

：左端揃え

第５階層：ａ．ｂ．ｃ．

：見出しのみ，本文左端より１字下げる

第６階層：（１）（２）（３）：上位の見出しより１字下げる

第７階層：（ａ）（ｂ）（ｃ）：上位の見出しより１字下げる

５）「はじめに」や「序論」「序説」，または「緒言」および「おわりに」や「結語」，「謝辞」を使用する場合は第２階層ではあるが，本文中では見出し数字・記号は使用せず，単に中央揃えとする。
６）論文中で使用する見出しの階層が３階層までの場合は数字記号，すなわち第２階層と第４階層と第６階層を使用する。
７）４階層以上になる場合は上位から順に使用する。
８）ある階層に下位階層をつくる場合，下位階層の項目は必ず２つ以上の項目をつくる。項目が１つしかない場合には，下位階層の項目とはしない。
４．表について
１）効果的な表のレイアウトを下に示す。
表Ｘ．若年者と高齢者の課題達成の割合
若年者

高齢者

課題の困難さ数

平均（標準偏差）

信頼区間

数

平均（標準偏差）

信頼区間

軽度

12

.05（.08）［.02, .11］

18

.14（.15）［.08, .22］

中等度

15

.05（.07）［.02, .10］

12.17（.15）［.08, .28］

高度

16

.11（.10）［.07, .17］

14.28（.21）［.15, .39］

２）表はひとつずつＡ4判用紙に配置し，最上段左端に，出現順に「表１」のように通し番号を振り，そのあとに全角
スペース分空けてからタイトル名を簡潔に示す。
３）表は，それ自体が結果のすべてを語る力をもっている。本文中での表の説明は要点を示すのにとどめなければならない。すべての内容について論じるのなら，その表は不要である。
４）表の罫線は必要な横罫線だけにとどめ，縦罫線は使用しない。縦罫線のかわりに十分な空白を置く。
５．図について
１）図はひとつずつＡ4判用紙に配置し，最下段左端に，出現順に「図１」のように通し番号を振り，そのあとに全角
スペース分空けてからタイトル名を簡潔に示す。
２）図表は，原稿本文とは別にまとめて巻末に添える。図表を原稿に挿入する箇所は，原稿の右側余白に図表番号を朱書きする。
６．引用について論文の中で，自己の主張に関連づけて他の著作者の文章や図表の一部を使用する場合は，出所を明示すれば著作権保有者の許諾を得ることなく「引用」することができる。根拠となる法律は以下のとおり（漢字，仮名遣いを一部変更）。
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2016

著作権法
第三十二条

公表された著作物は，引用して利用することができる。この場合において，その引用は，公正な慣行に合致するもの

であり，かつ，報道，批評，研究，その他の引用の目的上，正当な範囲内 * で行なわれるものでなければならない。

２ 国もしくは地方公共団体の機関，独立行政法人または地方独立行政法人が一般に周知させることを目的として作成し，その著作の名義の下に公表する広報資料，調査統計資料，報告書，その他これらに類する著作物は，説明の材料として新聞紙，雑誌，その他の刊行物に転載することができる。ただし，これを禁止する旨の表示がある場合は，この限りでない。

図や写真は著作者が独創性を持って作成した著作物として保護される。したがって，上記のような「引用」の範囲を越える場合，著作権者の許諾がなければ勝手に「転載」することはできない。ただし，誰が作成しても同じになると考えられる図表は，創意や工夫が反映されていないので自分で作成しても同じ物となる。したがって許諾がなくても転載利用とならない。
７．引用形式について
本学会は米国心理学会（American Psychological Association, APA）発行の『Publication Manual of the American Psychological

Association』に準拠するが，原著が英語文献のためのマニュアルであるところから，一部学会独自の工夫を行っている。
■本文中の引用

１）本文中の引用箇所には「（著者の姓，西暦文献発行年，引用ページ）」を付けて表示する。引用には常にページ数を記すが，ページ数を特定できないとき（本文を要約して引用する場合や文意を説明的に引用する場合など）はこの
限りではない。
─例─ａ．山口（2011）によると「……は……である」（p.3）。

※ 引用が複数頁にまたがる場合は「pp.xxx-xxx」とする。

ｂ．「……は……である」と山口は述べている（2011, p.3）。

ｃ．山口は，……は……である，と主張している（2011, p.3）。
２）２名の著者による単独の文献の場合，その文献が本文に出現するたびに常に両方の著者の姓の間に「・」を付して表記する。初出以降に再引用する場合も同様である。
─例─
ａ．山口・黒田（2011）によると「……は……である」（p.3）。

ｂ．「……は……である」と山口・黒田は述べている（2011, p.3）

ｃ．山口・黒田は，……は……である，と主張している（2011, p.3）。
ｄ．Yamaguchi & Kuroda（2011, p.3）は……

※ 欧文文献では，２名の姓を「&」でつなぐ。

３）著者が３，４，５名の場合，文献が初出の時点ですべての著者姓を，間に「・」を付して表記する。初出以降に再引用する場合は，最初の著者の後ろに「ほか」（欧文の場合は「et al.」）を付ける。例外として，最初の著者１名では論文の区別がつかない場合，区別がつくまで著者姓を列記する。
─例─
ａ．……であることが明らかにされている（山口・福岡・佐賀・熊本・宮崎ほか，2011）。
ｃ．……であることが明らかにされている（Mason, Lee, Draper, Roper, & Smith, et al., 2011）。
※欧文文献では，最後の著者姓の前に「&」を入れる。

（欧文の場合は「et al.」）を付す。
４）著者が６名以上の場合は，初出・再引用にかかわらず，筆頭著者の姓のみに「ほか」

５）複数文献を同一個所で引用した場合には，（黒田，2011，pp.3-7；山口・長崎，2010，pp.100-101）というように筆頭著者のアルファベット順に表示する。

６）同一著者による，同じ年に発行された異なる文献を引用した場合は，発行年にアルファベットを付し，これらの文献を区別する。なお，本文末の文献リストにおいても，同様の扱いとする。
* 引用に際しての「正当な範囲内」とは，①主従関係：引用する側とされる側は，質的量的に主従の関係が明確である，②明瞭区分性：
本分と引用文は明確に区分されている，③必然性：それを引用するのか必然性が存在している，④引用された著作物の出典が明示されている，など条件をクリアしていることである。
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─例─
山口（2009a）によると……である。また，別の研究では……であることが明らかにされている（山口，2009b）。

７）前項に類似するが，同一書籍の異なる頁を複数個所で引用する場合には，本文末の文献リストにおいては単一の文献として頁数を記載せず，それぞれの引用個所において頁数を記載する。
─例─

中木（2010，pp.23-45）によると……である。また，……であるケースも存在することが明らかにされている（中木，2010，pp.150-156）。

８）翻訳本を引用した場合には，原作出版年／翻訳本出版年を表示する。
─例─

Walker & Avant（2005/2008）によると……
■本文末の文献リスト
本文の最後には，【文献】として，引用した文献の書誌情報を，著者名のアルファベット順の一覧として表示する。

１）和文名と欧文名は同一基準で取り扱い，和文名をヘボン式ローマ字で記載したものとの比較で順序を定める。文献
リストにおいて，著者名は原著にあがっている全員をあげる。
２）欧文原稿の場合はすべて半角文字を使用し，雑誌名および書籍名をイタリックで表示する（注意：和文の場合は斜字体にしない）。
３）雑誌名は原則として省略しない。誌面の都合等で省略しなければならない場合は，邦文誌では医学中央雑誌，欧文誌では，INDEX MEDICUS および INTERNATIONAL NURSING INDEX の雑誌略名に従う。なお，省略形を用いる場合は，省略不可能な文献を除き，すべて省略形で統一する。
①

雑誌の場合：
必要な書誌情報とその順序：著者名全員（西暦発行年）．表題．雑誌名，巻（号），開始ページ - 終了ページ．
─例─

日本太郎 , 看護花子 , 研究二郎（1998）. 社会的支援が必要なハイリスク状態にある高齢入院患者の特徴 . 日本看護研究学会雑誌 , 2（1）, 32-38.

Nihon, T., Kango, H., Kenkyu, J.（2000）. Characteristics of elderly inpatients at high risk of needing supportive social ser②

vice. Journal of Nursing, 5, 132-138.

書籍の場合：

必要な書誌情報とその順序：著者名（西暦発行年）．書籍名．引用箇所の開始ページ - 終了ページ，出版地：出版社名．
─例─

研究太郎（1995）. 看護基礎科学入門 . 23-52, 大阪：研究学会出版．
③

Kenkyu, T.（2000）. Introduction to Nursing Basic Sciences. 23-52, Osaka: Research Press.

翻訳書の場合：必要な書誌情報とその順序：原著者名（原著発行年）／訳者名（翻訳書発行年）．翻訳書名（版数）．（pp. 引用箇所の開始ページ - 終了ページ数）．出版地：出版社名．
─例─

Walker, L.O., & Avant, K. C.（2005）／中木高夫・川崎修一訳（2008）. 看護における理論構築の方法 . （pp.77-79）．
東京：医学書院．

④

分担執筆の文献で著者と書籍に編者（監修者）が存在する場合：
必要な書誌情報とその順序：著者名（西暦発行年）．表題．編集者名（編），書籍名（pp. 引用箇所の開始ページ - 終了ページ）．出版地：出版社名．
─例─

研究花子（1998）. 不眠の看護 . 日本太郎 , 看護花子（編）, 臨床看護学Ⅱ（pp.123-146）. 東京：研究学会出版．

Kenkyu, H.（2008）. A nursing approach to disturbed sleep pattern. In T. Nihon, & H. Kango Editor（Eds.）, Clinical Nursing II（pp.123-146）. Tokyo: Kenkyu Press.

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No. 1

2016

⑤

電子文献の場合：◆電子雑誌
・DOI がある学術論文－著者名（出版年）．論文名．誌名．巻（号），頁．doi: xx,xxxxxx（参照 年 - 月 - 日）

－ Author, A. A., & Author, B. B.（Year）. Title of article. Title of journal, vol（no）, xxx-xxx. doi: xx,xxxxxx（accessed Year-

Month-Day）

・DOI のない学術論文－著者名（出版年）．論文名．誌名．巻（号），頁．http://www.xxxxxxx（参照 年 - 月 - 日）

－ Author, A. A., & Author, B. B.（Year）. Title of article. Title of journal, vol（no）, xxx-xxx. Retrieved from http://www.

xxxxxxx（accessed Year-Month-Day）◆電子書籍

・DOI がある書籍－著者名（出版年）．書籍名．doi: xx,xxxxxx（参照 年 - 月 - 日）

－ Author, A. A., & Author, B. B.（Year）. Title of book. doi: xx,xxxxxx（accessed Year-Month-Day）

・DOI のない書籍－著者名（出版年）．書籍名．http://www.xxxxxxx（参照 年 - 月 - 日）

－ Author, A. A., & Author, B. B.（Year）. Title of book. Retrieved from http://www.xxxxxxx（accessed Year-Month-Day）◆電子書籍の１章または一部
・DOI がある書籍－著者名（出版年）．章のタイトル．編集者名（編），書籍名（pp. xxx-xxx）．出版社名．doi: xx,xxxxxx（参照 年 月 - 日）

－ Author, A. A., & Author, B. B.（Year）. Title of chapter. In C. Editor, & D. Editor（Eds.）, Title of book（pp. xxx-xxx）. doi:

xxxxxx（accessed Year-Month-Day）

・DOI のない書籍－著者名（出版年）．章のタイトル．編集者名（編），書籍名（pp. xxx-xxx）．出版社名．http://www.xxxxxxx（参照
年 - 月 - 日）

－ Author, A. A., & Author, B. B.（Year）. Title of chapter. In C. Editor, & D. Editor（Eds.）, Title of book（pp. xxx-xxx）.

Retrieved from http://www.xxxxxxx（accessed Year-Month-Day）◆ Web サイト，Web ページ－著者名（投稿・掲載の年月日）．Web ページの題名．Web サイトの名称．http://www.xxxxxxx（参照 年 - 月 - 日）

－ Author, A. A.（Year, Month, Day）
. Title of Web page. Title of Web site. Retrieved from http://www.xxxxxxx（accessed Year-

Month-Day）

８．投稿時の必要情報の入力について
１）原稿の種類は「投稿規程」の中の表に示された特徴から，自己判断して適切なものを選択する。査読者および編集委員会の審議の結果，希望する種別では不採用となったり，採用可能な別の種別を勧告する場合がある。
２）和・英の論文タイトル，およびキーワード（５語以内，医中誌 Web および CINAHL のシソーラスであることを確認すること），本文枚数，図枚数（用紙１枚につき１つ），表枚数（用紙１枚につき１つ），写真点数（用紙１枚につき１点で，図としてタイトルをつける），著者氏名（著者全員の会員番号，氏名〔日本語，その下にローマ字〕，
所属・部署〔日本語，その下に英文〕，連絡先住所（連絡者氏名，住所，電話番号，ファクシミリ番号， E-mail アドレス）を入力する。

９．抄録について
１）英文抄録は200語以内をＡ4判の用紙に，原則として Times New Roman の12ポイントを用いる（原著論文，研究報

告のみ）。英語抄録に間違いがないことを証明するネイティブチェック（英語を母国語とする人によるチェック）の確認書を必要とする。
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No. 1

2016

２）和文抄録は400字以内とする。
10．原稿用紙および原稿の長さ
800字詰用紙３枚が刷り上がり１ページに相当する（2,400字）。原稿種別の刷り上がりページ数の最大目安は概ね以下のとおりである。このなかには，タイトル，発表者氏名・所属，図表，引用文献リスト等の一切を含む。図表の目安は，通常の大きさの場合は仕上がりで１ / ２頁，大きな図表は１頁である。

投稿規程に「原稿が刷り上がりで10頁以下の場合は，掲載料は無料とする。その制限を超過した場合は，所定の料金を徴収する」と定められている。
１．原著論文10ページ

２．研究報告10ページ

３．技術・実践報告

10ページ

説

４．総

５．資料・その他

10ページ
10ページ

11．英語論文について『日本看護研究学会雑誌』では，英語論文も受理する。原則，「論文投稿規程」と上記の「原稿執筆要項」にしたがって原稿を作成する。本文が英語になることにより，下記のように対応する。
１）本文の文字の大きさは，Times New Roman の12ポイントを使用する。書式は左右余白30mm，上下余白50mm とし，20行となるように設定する。
２）原稿が刷り上がりで，１頁は5,700 words に相当する。

３）英文抄録と本文は，英語を母国語とする人にチェックしてもらい，間違いがないことを証明する確認書を提出する。
とくに様式は定めない。なお，英文抄録に加えて，和文抄録も必要である。
この要項は，昭和59年12月１日より発効する。
付

則１）平成５年７月30日

一部改正実施する。

２）平成９年７月24日

一部改正実施する。

３）平成10年７月30日

一部改正実施する。

４）平成12年４月22日

一部改正実施する。

５）平成15年７月23日

一部改正実施する。

６）平成17年７月21日

一部改正実施する。

７）平成21年８月２日

一部改正実施する。

８）平成21年11月５日

一部改正実施する。

９）平成23年９月30日

一部改正実施する。

10）平成25年12月15日

一部改正実施する。

11）平成27年２月22日

一部改正実施する。

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No. 1

2016

事

務

局

便

り

１．平成28年度会費納入のお願い
平成28年度会費納入のお願いをお送りしております。未納の方はお早目のご納入をお願いいたします。
会員には同姓・同名の方がいらっしゃいますので，会員番号が印字されている払込取扱票以外でお振込みの際は，必ず会員番号をご記入ください。
また，ATM によるお振込の場合，お名前，ご連絡先を必ずご記載の上，お振込みくださいますようお願いいたします。
年会費納入口座記
8 , 0 0 0円
00100－6－37136
一般社団法人日本看護研究学会

年 会 費
郵便振替口座加入者名

２．ご自身による登録会員情報変更についてのお願い
送付先やご所属先等，ご登録の会員情報に変更がある場合は，学会ホームページ（http://www.jsnr.jp/）から「会員情報管理システム」にアクセスして，ご自身で登録情報の修正・追加をしてくださいますようお願いいたします。オンラインでの修正が難しい場合には，FAX または E-mail にて，事務局あてご連絡ください。
３．E-mail アドレスご登録についてのお願い
学会からのお知らせを会員の皆さまに円滑にお届けするため，E-mail による連絡を活用していきますので，E-mail アドレス未登録の会員の方はご登録くださいますようお願い申し上げます。前述の学会ホームページ会員情報管理システムによりご登録をお願いいたします。
４．学会雑誌について
平成27年度発行の38巻より会員向けの CD による配布を廃止し，オンラインジャーナルのみでの提供となっています。学会のホームページで学会誌を公開しておりますので，必要な論文の pdf ファイルをダウンロードして閲覧してください。
〈事 務 局〉〒170-0002

東京都豊島区巣鴨１－24－１

第２ユニオンビル４Ｆ㈱ガリレオ学会業務情報化センター内

TEL：03－3944－8236
FAX：03－5981－9852
E-mail：g027jsnr-mng@ml.gakkai.ne.jp
開所曜日：（平日）月～金曜日

開所時間：９：30～18：00

日 本 看 護 研 究 学 会 雑 誌
第 39 巻

編集委員
委 員 長
委
員

法橋 尚宏（理秋山
智（会荒木 孝治（会市江 和子（会猪下光（会内田 宏美（会
河原 宣子（会川本利恵子（理小西美和子（会
定方美恵子（会高島 尚美（会竹田 恵子（会中西 純子（理若村 智子（会１号

平成28年４月20日

印刷

平成28年４月20日

発行

発行所事）神戸大学大学院保健学研究科員）広島国際大学看護学部員）大阪医科大学看護学部員）聖隷学園聖隷クリストファー大学看護学部
員）岡山大学大学院保健学研究科員）島根大学医学部看護学科員）京都橘大学看護学部
事）公益社団法人日本看護協会員）兵庫県立大学看護学部
員）新潟大学大学院保健学研究科員）関東学院大学看護学部員）川崎医療福祉大学医療福祉学部保健看護学科 発 行事）愛媛県立医療技術大学保健科学部看護学科 責任者
印刷所員）京都大学大学院医学研究科（五十音順）

日本看護研究学会雑誌 Vol. 39

No. 1

会員無料配布

一般社団法人 日 本 看 護 研 究 学 会〒170-0002 東京都豊島区巣鴨１－24－１

第２ユニオンビル４階
株式会社ガリレオ学会業務情報化センター内☎
03－3944－8236（直通）FAX
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ホームページアドレス
http://www.jsnr.jp
E-mail: g027jsnr-mng@ml.gakkai.ne.jp

黒

田

裕

子

（株） 正
文
社
〒260-0001 千葉市中央区都町１－10－６
2016

宅

務

入

事

記

欄

局

推 薦 者 所 属

評議員
推 薦 者 氏 名自E - m a i l

送 付 先 住 所

属

ナ

所

ガ

名

リ

氏

フ

〒

通知番号

受 付 日

受付番号

理事会承認年月日

TEL（いずれかに○）

自宅・所属

TEL

貴会の趣旨に賛同し会員として西暦

一般社団法人日本看護研究学会理事長

殿

会

申

込

書

会員番号

巻

年度入会会員番号

送 付 日

㊞

FAX

FAX

㊞ 生

号～

年

専門区分
西暦

月

日

道

・

女

府

県

月

海 神奈川，岐阜，静岡，愛知，三重

京 東京，埼玉，山梨，長野

東 千葉，茨城，栃木，群馬，新潟

北 青森，岩手，宮城，秋田，山形，福島

都

男

）

年

名

日

８ 九州・沖縄 福岡，佐賀，長崎，熊本，大分，宮崎，鹿児島，沖縄

７ 中国・四国 島根，鳥取，岡山，広島，山口，徳島，香川，愛媛，高知

６ 近畿・北陸 滋賀，京都，大阪，兵庫，奈良，和歌山，福井，富山，石川

５ 東

４ 東

３ 関

２ 東

１ 北 海 道 北海道

地 区 名

地 区 割

年

看護学・医学・その他（

年度より入会を申し込みます。（入会年度は，必ずご記入下さい。）

入

申込年月日

＊個人情報の管理について
一般社団法人日本看護研究学会にご登録いただいている個人情報については，慎重に取り扱い，本会運営の目的のみに使用しております。

５．専門区分の記入について：専門区分のいずれかに○印を付けて下さい。尚，その他の場合は，（ ）内に専門の研究分野を記入して下さい。
６．送付先について：送付先住所の自宅・所属いずれかに○印をご記入下さい。
７．地区の指定について：勤務先と，自宅住所の地区が異なる場合，希望する地区に○印を付けて地区登録して下さい ｡ 尚，地区の指定がない時は，勤務先の地区への登録とさせていただきます。
８．会員番号は，会費等の納入を確認ののち，お知らせいたします。

（ 切り取り線より切ってお出しください ）１．大学，短期大学，専修学校在学中の学生は入会できません。なお，前述の身分に該当する方で，学術集会への演題申込みのためにあらかじめ発表年度からの入会を希望される場合は，発表年度にはこれに該当しないことを入会申込書欄外に明記して下さい ｡
２．入会を申し込まれる場合は，評議員の推薦，署名，捺印，入会申込み本人氏名，捺印が必要です。下記入会申込書の各欄に必要事項を楷書でご記入下さい。ご本人の捺
印のない場合があります。ご注意下さい。
３．入会申込書の送付先：〒170-0002 東京都豊島区巣鴨１－24－１ 第２ユニオンビル４階
株式会社ガリレオ 学会業務情報化センター内
一般社団法人日本看護研究学会
４．理事会承認後，その旨通知する際に入会金３ , ０００円，年会費８ , ０００円，合計
１１ , ０００円の郵便振込用紙を送付します。振込用紙到着後14日（２週間）以内にお振込み下さい。

入会を申し込まれる際は，以下の事項にご留意下さい ｡（ホームページ上において入会申込書を作成し，仮登録することができます。この手続きにより入会登録を迅速に処理することができますのでできるだけそちらをご利用下さい。）

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変

更

届

一般社団法人日本看護研究学会事務局 宛（ＦＡＸ ０３－５９８１－９８５２）
下記の通り変更がありましたので，お届けいたします。
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月

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氏

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ＦＡＸ

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勤務先の変更所 属 名：
所属住所〒－

電話及びＦＡＸ
ＴＥＬ

－

Ｅメール：

フリガナ
氏名の変更
地区の変更
地 区 割
地 区 名

都

道

府

県

名

地 区 名

都
海

道

府

県

名

１ 北 海 道北海道

５ 東

神奈川，岐阜，静岡，愛知，三重

２ 東

北青森，岩手，宮城，秋田，山形，
福島

３ 関

東

千葉，茨城，栃木，群馬，新潟

４ 東

京東京，埼玉，山梨，長野

滋賀，京都，大阪，兵庫，奈良，和歌山，福井，富山，石川
島根，鳥取，岡山，広島，山口，
７ 中国・四国
徳島，香川，愛媛，高知
福岡，佐賀，長崎，熊本，大分，
８ 九州・沖縄
宮崎，鹿児島，沖縄
６ 近畿・北陸地区の指定について：勤務先と，自宅住所の地区が異なる場合，希望する地区番号に○印を付けて地区登録して下さい。尚，地区の指定がない時は，勤務先の地区への登録とさせていただきます。
送付先について，どちらかに○をご記入の上，ご指定ください。

勤務先（

）

自

宅（

）

※ご入会申込時に送付先を「ご所属」として登録の場合，ご自宅住所は会員データに登録しておりません。送付先を「勤務先」から「自宅」に変更の場合は，ご自宅住所を明記してお知らせ
下さるようお願いいたします。
個人情報の管理について：一般社団法人日本看護研究学会では，ご登録の個人情報を慎重に取扱，
本会の運営目的のみに使用いたしております。