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ジョブ・クラフティング介入プログラムの無作為比較試験による効果検討

研究者（代表者）
原雄二郎

株式会社 Ds’ s メンタルヘルス・ラボ

共 同 研 究 者
櫻谷あすか

東京大学大学院医学系研究科精神保健学分野

島津

北里大学一般教育部人間科学教育センター

明人

今村幸太郎

東京大学大学院医学系研究科精神保健学分野

難波克行

中外製薬株式会社

江口尚

川上憲人

北里大学医学部公衆衛生学
東京大学大学院医学系研究科精神保健学分野− 73 −

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ジョブ・クラフティング介入プログラムの無作為比較試験による効果検討
研究代表者（申請者）
原雄二郎

株式会社 Ds’ s メンタルヘルス・ラボ

共同研究者
櫻谷あすか

東京大学大学院医学系研究科精神保健学分野

島津明人

北里大学一般教育部人間科学教育センター

今村幸太郎

東京大学大学院医学系研究科精神保健学分野

難波克行

中外製薬株式会社

江口尚

北里大学医学部公衆衛生学

川上憲人

東京大学大学院医学系研究科精神保健学分野
要旨

目的：本研究は、新たに開発したジョブ・クラフティング介入プログラムのワーク・エンゲイジメントに対する効果を無作為化比較試験により検討することを目的に実施された。
方法：小学校の教員（41 名）を無作為に 2 群（介入群 20 名、対照群 21 名）に分け、介入群には、2 回の集合研修で構成されるジョブ・クラフティング介入プログラム（介入期間 6週間）を実施した。全参加者に対して、ベースライン時、および 3 か月後にワーク・エンゲイジメントとジョブ・クラフティングを質問紙により測定した。
結果：ワーク・エンゲイジメントは、有意な結果ではなかったものの、効果量は中程度を示した（Cohens’ d = 0.46）。ジョブ・クラフティングにおいては、有意な変化はなく、効果量も小程度だった（Cohens’ d = ‐0.22）。
考察：本ジョブ・クラフティング介入プログラムにより、有意ではないものの、ワーク・エンゲイジメント向上の可能性が示された。本研究は、労働者の心の健康および組織の生産性向上のために、重要な知見と考えられる。
はじめに
近年、労働者のポジティブな心の健康の代表例として、ワーク・エンゲイジメントが注目されている。ワーク・エンゲイジメントとは活力・熱意・没頭の三つの特徴を持ち、労働者の仕事に対するポジティブで充実した心理状態と定義され 1,2)、ワーク・エンゲイジメ
ントが高い労働者は心理的･身体的ストレス反応が低く、職務･生活満足感、業務パフォーマンスが高いことが報告されている 3‐6)。よって、労働者の健康および組織の生産性の向上に向けて、労働者のワーク・エンゲイジメントを高めることは重要である。しかし、ワー− 75 −

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ク・エンゲイジメントの向上を報告する介入研究は国内外を通じてきわめて少ない 7)。たとえば、Imamura ら 8) によるインターネット認知行動療法を用いた無作為化比較試験では有意な介入効果が認められたものの、効果量は小さい（Cohens’ d = 0.16）という限界があった。
そこで、ワーク・エンゲイジメントを効果的に向上させる介入方法としてジョブ・クラ
フティングを用いた介入が注目されている 9)。ジョブ・クラフティングとは、労働者が与えられた仕事をこなすだけでなく、主体的に仕事や職場環境に変化を加えながら、自ら自分の能力や適性に合った働き方をすることである。ジョブ・クラフティングはワーク・エンゲイジメントの 2 つの先行因子（個人の資源と仕事の資源）に効果的に働きかけ、ワーク・エンゲイジメントを向上させる可能性がある 9)。
しかし、これまでに、ジョブ・クラフティングを用いた無作為化比較試験は実施されていないため、その効果は明らかとなっていない。そこで、本研究では、申請者らが新たに開発したジョブ・クラフティング介入プログラムのワーク・エンゲイジメントに対する効果を無作為化比較試験により検討した。
方法
1.

研究デザインおよび調査対象者
本研究は、ある小学校の教員を対象とした無作為化比較試験であり、2017 年 4 月‐7月に実施された。全職員 58 名に、研究参加を呼びかけた。2 回のジョブ・クラフティング集合研修に参加が可能であることを条件とし、41 名 (70.7%) が研究に参加した（図1. 対象者フローチャート）。ベースライン調査に回答した後、無作為に介入群 (20 名)と対照群 (21 名) の 2 群に分けた。

2.

介入
本介入プログラムは、パイロット版ジョブ・クラフティング介入プログラム 10)（1回あたり 12o 分の集合研修 2 回で構成される）を更に改良した内容になる。パイロット版プログラムの参加者の意見をもとに、本プログラムでは、ジョブ・クラフティングの事例集を新たに作成した。事例集作成にあたり、110 名の労働者を対象にインターネット調査を実施し、ジョブ・クラフティングの事例を収集した。その後、共同研究者らで事例を分類し、事例集としてまとめた。
1 回目の研修では、ジョブ・クラフティングの事例集を配布し、ジョブ・クラフティングの講義や、グループディスカッションを通して参加者のジョブ・クラフティングの理解を深め、最後に参加者個人のジョブ・クラフティング計画の立案を行った。その後、約 4 週間の計画実行期間を経て、2 回目の研修が実施された。2 回目の研修では、参加者が計画実行の振り返りを行い、更に持続可能なジョブ・クラフティングについて話し合い、改良版のジョブ・クラフティング計画を立案した。1 回目、および 2 回目

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研修から 2 週間後に手紙でのフォローアップを行った。研修を欠席した参加者には、研修資料を配布した。
3.

調査項目
質問紙調査は、ベースライン（T1）および 3 か月後（T2）の計 2 回実施した。調査項目は、効果指標であるワーク・エンゲイジメント 11)、およびジョブ・クラフティング 12)に加え、基本情報（性別、年齢、婚姻状況、学歴）とした。

4.

解析方法
各アウトカムの介入前後の得点差を計算し、その群間での差を t 検定により検討した。
また、各アウトカムにおける効果量（Cohens’ d）を算出した。
結果

1.

対象者のフローチャート
図 1 に、対象者のフローチャートを示した。介入群 20 名のうち、1 回目および 2 回目の研修に参加したのは、それぞれ 19 名（95%）および 14 名（70%）となった。また、3 か月後調査（T2）の回答者は、介入群および対照群それぞれ 13 名（65%）、および 19名（90.5%）となった。

2.

各群の参加者の基本属性
表 1 に、本研究参加者の基本属性を示した。介入群および対照群いずれも、女性が多く、学歴は大卒以上、および既婚者が多かった。各基本属性において、群間で有意な差は見られなかった。

3.

各時点におけるアウトカムの平均値と標準偏差
表 2 に、介入群と対照群それぞれにおける各アウトカムの平均値の推移を示した。T1から T2 にかけて、介入群のワーク・エンゲイジメントの平均値が向上したのに対し、対照群は低減した。一方、ジョブ・クラフティングの平均値に関しては、介入群と対照群どちらにおいても、向上した。

4.

ジョブ・クラフティング促進プログラムの各アウトカムに対する効果
表 3 に、各アウトカムにおける t 検定および効果量（Cohens’ d）の結果を示した。ワーク・エンゲイジメントにおいては、t 検定で有意な変化は見られなかったが、効果量が中程度（Cohens’ d = 0.46）を示した。ジョブ・クラフティングにおいても、t 検定で有意な変化は見られず、効果量は小程度（Cohens’ d = ‐0.22）となった。

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考察
本研究では、改良したジョブ・クラフティング介入プログラムを用いて、小学校の教員を対象とした無作為化比較試験を実施し、ワーク・エンゲイジメントへの効果を検討した。ジョブ・クラフティング介入プログラムの無作為化比較試験は、世界で初めての実施となった。
1.

ワーク・エンゲイジメント向上効果
ワーク・エンゲイジメントは有意に向上しなかったものの、効果量は中程度（Cohens’d = 0.46）となった。これは、本パイロット版プログラムの予備調査（対照群を置かない前後比較試験）での効果量 Cohens’ d =0.33 10)よりも大きい値となった。この結果から、本プログラムにより、ワーク・エンゲイジメントが向上する可能性が考えられる。

2.

ジョブ・クラフティング促進効果
本プログラムのジョブ・クラフティング向上効果は、十分に示すことが出来なかった（Cohens’ d = ‐0.22）。その原因の 1 つとして、対象者が、既にジョブ・クラフティングを実施していたために、ジョブ・クラフティングの促進効果が小さかった可能性が挙げられる。本研究のベースライン時点での、ジョブ・クラフティングの平均値（介入群 4.97 点、対照群 4.93 点）は、過去の先行研究の値（4.73 点 10)や、4.32 点 12) ）と比較して高い傾向にある。次に、介入群および対照群の両方において、ジョブ・クラフティングの平均値が向上していることから、介入群の研究参加者が研修内容を対照群の研究参加者に伝えるなどのコンタミネーションが生じ、本プログラムによるジョブ・クラフティング促進効果が過小評価されている可能性が考えられる。最後に、研究対象である教員に、本プログラム内容が合わなかった可能性が挙げられる。研修内
容は、業種や職種を限定せず全ての労働者を対象に作成されたが、教員には特有のストレスなどもあるため、より教員の事例に合わせた内容にすることで、参加者のジョブ・クラフティングを促すことができたかもしれない。今後は、参加者の職種に合わせたプログラム開発が重要となるだろう。

3.

限界
本研究の限界として、サンプルサイズが小さい点（41 名）が挙げられる。そのため、各アウトカムの変化が有意に出なかった可能性がある。今後は、より大きいサンプルサイズの無作為化比較試験が求められる。次に、上記で述べたように、本研究ではコンタミネーションの可能性があるため、介入効果を過小評価している可能性がある。

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今後は、介入群の参加者に、対照群の参加者に研修内容を伝えないよう、入念に説明をする、多施設から参加者を募りクラスター化による無作為化を行うなどの対策をした上で、効果評価を実施する必要がある。最後に、本研究は教員のみを対象としているので、一般化可能性が低い点が挙げられる。教員以外の職種を含めた様々な対象者への効果検討が必要となるだろう。
結論
本ジョブ・クラフティング介入プログラムの無作為化比較試験により、ワーク・エンゲイジメント向上の可能性が示された。本研究は、労働者の心の健康向上および組織の生産性向上のために、重要な知見と考えられる。

引用文献
1) Schaufeli WB, Bakker AB (2003) Utrecht Work Engagement Scale Preliminary
Manual, 31-32, Occupational Health Psychology Unit Utrecht University,Utrecht.
2) Schaufeli WB, Salanova M, González-Romá V, Bakker AB (2002) The
measurement of engagement and burnout: A two sample confirmatory
factor analytic approach. J Happiness Stud 3, 71-92.
3) Bakker AB, Leiter MP (2010) Work engagement: A handbook of essential theoryand research, Psychology Press, East Sussex.
4) Shimazu A, Schaufeli WB (2009) Is workaholism good or bad for employee
well-being? The distinctiveness of workaholism and work engagement
among Japanese employees. Industrial Health 47, 495-502.
5) Shimazu A, Schaufeli WB, Kubota K, Kawakami N (2012) Do workaholism andwork engagement predict employee well-being and performance in opposite
directions? Industrial Health 50, 316-321.
6) Shimazu A, Schaufeli WB, Kamiyama K, Kawakami N (2015) Workaholism vs.
work engagement: the two different predictors of future well-being andperformance. Int J Behav Med 22, 18-23.
7) Knight C, Patterson M, Dawson J (2016) Building work engagement: A
systematic review and meta-analysis investigating the effectiveness ofwork engagement interventions. J Organ Behav 38, 792-812.
8) Imamura K, Kawakami N, Furukawa TA, Matsuyama Y, Shimazu A, Umanodan
R, Kawakami S, Kasai K (2015) Effects of an Internet-Based Cognitive
Behavioral Therapy Intervention on Improving Work Engagement and− 79 −

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Other Work-Related Outcomes: An Analysis of Secondary Outcomes of aRandomized Controlled Trial. J Occup Environ Med 57, 578-584.
9) Wrzesniewski A, Dutton JE (2001) Crafting a job: Revisioning employees asactive crafters of their work. Acad Manage Rev 26, 179-201.
10) Sakuraya A, Shimazu A, Imamura K, Namba K, Kawakami N (2016) Effects ofa job crafting intervention program on work engagement among Japaneseemployees: a pretest-posttest study. BMC psychology 4, 49.
11) Shimazu A, Schaufeli W, Kosugi S, Suzuki A, Nashiwa H, Kato A, Sakamoto M,Irimajiri H, Amano S, Hirohata K (2008) Work engagement in Japan:validation of the Japanese version of the Utrecht Work Engagement Scale.
Appl Psychol 57, 510-523.
12) Sekiguchi T, Jie L, Hosomi M (2014) Determinants of job crafting among
part-time and full-time employees in Japan: A relational perspective.
Discussion Papers In Economics And Business, Graduate School ofEconomics and Osaka School of International Public Policy (OSIPP) Osaka
University, 1-42.

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図 1. 対象者フローチャート

対象者のリクルート
日本の小学校に勤める職員 58 名に参加を呼びかけた。
合計で、41 名 (70.7%)が参加した。

ベースライン調査：41 名（100%)

無作為割り付け介入群

20 名対照群21 名介入参加者: 20 名
１回目研修参加者

19 名 (95.0%)

２回目研修参加者

14 名 (70.0%)※研修欠席者には、研修資料を配布した
研修後、手紙によるフォローアップをした

3 か月後調査

13 名 (65.0%)

3 か月後調査

19 名 (90.5%)− 81 −

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25.0

5

未婚、離婚または死別*t 検定または一元配置分散分析

75.0

20.0

154

80.0

既婚

婚姻状態

高卒または専門学校

大卒以上

学歴
1660.0

12

女性

年齢

40.0

8
35.9

8.6

標準偏差

人数

8

131

20

165

38.1

61.9

4.8

95.2

76.2

23.8
37.1

平均値%

平均値%

男性

性別

人数

対照群 (21 名)

介入群 (20 名)

表 1. 各群の基本属性

13.2

標準偏差

0.38

0.14

0.73

0.28

p*

− 83 −

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平均値
3.31
4.97

人数

20

19

ワーク・エンゲイジメント

ジョブ・クラフティング

アウトカム
1.04

1.15

標準偏差

ベースライン (20 名)

介入群

1313

人数
5.12

3.69

平均値
0.98

1.51

標準偏差

3 か月後 (13 名)

20

21

人数

4.93

3.60

平均値

0.71

0.74

標準偏差

ベースライン (21 名)

対照群

表 2. 各時点におけるアウトカムの平均値と標準偏差

18

19

人数

5.02

3.29

平均値

0.63

1.07

標準偏差

3 か月後 (19 名)

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t 値
1.30
‐0.59

3230

ワーク・エンゲイジメント

ジョブ・クラフティング

アウトカム人数2830

df

0.56

0.20

p

‐0.22

0.46

効果量 d

表 3.ジョブ･クラフティングプログラムの各変数に対する効果 （t 検定および効果量 d）

‐0.96

‐0.24

下限

0.52

1.16

上限

95%信頼区間